摘" "要：基于2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)（CMDS），運(yùn)用二元Logistic回歸模型和二元Probit模型相互支撐檢驗(yàn)，探究了社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康狀況有顯著促進(jìn)效應(yīng)。這種支持一方面表現(xiàn)在正式支持上，包括社區(qū)公共衛(wèi)生服務(wù)支持和制度支持；另一方面表現(xiàn)在非正式支持上，包括家庭經(jīng)濟(jì)支持和社會(huì)交往支持。分特征指標(biāo)研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響存在性別、戶口和流動(dòng)范圍差異。因此，建議切實(shí)發(fā)揮正式支持和非正式支持對(duì)隨遷老人主觀健康的促進(jìn)作用，以增進(jìn)隨遷老人的健康福祉。

關(guān)鍵詞：社會(huì)支持；隨遷老人；自評(píng)健康；影響因素

中圖分類號(hào)：C913.6" " " "文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A" " " 文章編號(hào)：1673-291X（2023）20-0107-07

引言

隨著異地就業(yè)人數(shù)增加和“二孩”、“三孩”政策落地，“隨遷老人”作為家庭化遷移過(guò)程中的群體，已成為我國(guó)社會(huì)發(fā)展中必然直面的問(wèn)題?！丁敖】抵袊?guó)2030”規(guī)劃綱要》強(qiáng)調(diào)，要堅(jiān)持共建共享、全民健康，堅(jiān)持政府主導(dǎo)，動(dòng)員全社會(huì)參與，解決好老年人、流動(dòng)人口等重點(diǎn)人群的健康問(wèn)題。隨遷老人兼具流動(dòng)人口與老年人口的雙重弱勢(shì)特征，背景離鄉(xiāng)的抉擇意味著其要在陌生城市重構(gòu)社會(huì)關(guān)系，學(xué)習(xí)適應(yīng)城市的文化習(xí)慣，由遷移帶來(lái)的壓力會(huì)對(duì)隨遷老人的健康產(chǎn)生顯著影響[1]。如何緩解遷移流動(dòng)帶來(lái)的社會(huì)生活壓力，進(jìn)而提升隨遷老人的健康水平，是目前政府和社會(huì)密切關(guān)注的問(wèn)題之一。關(guān)于社會(huì)支持的研究就是在探討社會(huì)生活壓力與個(gè)體健康狀況的關(guān)系時(shí)產(chǎn)生的[2]。基于不同性質(zhì)的社會(huì)支持源，社會(huì)支持分為正式社會(huì)支持和非正式社會(huì)支持[3]。正式社會(huì)支持主要是由政府、機(jī)構(gòu)、社區(qū)等正式組織提供的公共服務(wù)支持，非正式支持是指來(lái)自家庭、親人、朋友、同事和一些非正式組織的支持[4]。在正式社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響方面，鄭研輝（2021）[5]認(rèn)為，隨遷老人的健康與公共衛(wèi)生服務(wù)支持密不可分，醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)是正式支持中公共衛(wèi)生服務(wù)支持的重要表現(xiàn)形式，對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康狀況有顯著的改善作用。在非正式社會(huì)支持對(duì)隨遷老人健康的影響方面，段良霞（2018）[6]研究發(fā)現(xiàn)，與本地老年人相比，隨遷老人的非正式支持網(wǎng)呈現(xiàn)出以家庭支持為核心并且為唯一支持源的特點(diǎn)。由于城市居住空間的封閉性與城鄉(xiāng)文化的差異，隨遷老人難以獲得來(lái)自友鄰的支持，面臨著“老友遠(yuǎn)離，新友難交”的局面，家庭支持幾乎成為隨遷老人唯一的社會(huì)支持主體。姚兆余（2010）[7]研究發(fā)現(xiàn)，隨遷老人通過(guò)在流入地建立新的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可以顯著提高其社會(huì)融入感，群際交往帶來(lái)的情感愉悅在主觀健康評(píng)價(jià)中的正向作用是明顯的。

既有研究更多關(guān)注隨遷老人在流入地的社會(huì)融入和社會(huì)適應(yīng)以及由此產(chǎn)生的對(duì)健康的影響，較少關(guān)注社會(huì)支持與隨遷老人自評(píng)健康狀況的關(guān)系，而關(guān)于不同特征指標(biāo)下社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康影響差異的研究則更少。本研究通過(guò)使用2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)（China Migrants Dynamic Survey，以下簡(jiǎn)稱CMDS）考察了社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的不同影響，并深入對(duì)比分析不同特征指標(biāo)下社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響差異及這種差異產(chǎn)生的原因，以期通過(guò)厘清社會(huì)支持與隨遷老人自評(píng)健康之間的關(guān)系，推動(dòng)人口遷移流動(dòng)背景下的隨遷老人積極老齡化，為建立全方位、多層次的隨遷老人社會(huì)支持體系提供堅(jiān)實(shí)的依據(jù)。

一、數(shù)據(jù)、變量和分析方法

（一）數(shù)據(jù)

全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)（CMDS）由原國(guó)家衛(wèi)生計(jì)生委流動(dòng)人口司負(fù)責(zé)組織協(xié)調(diào)，規(guī)劃與信息司負(fù)責(zé)統(tǒng)計(jì)調(diào)查工作的歸口管理，中國(guó)人口與發(fā)展研究中心則負(fù)責(zé)具體執(zhí)行。CMDS（2017）數(shù)據(jù)于2017年11月發(fā)布，調(diào)查范圍覆蓋31 個(gè)?。▍^(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)，通過(guò)采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS 抽樣，對(duì)在流入地居住一個(gè)月及以上、非本區(qū)（縣、市）戶口的15 周歲及以上流入人口進(jìn)行調(diào)查。

考慮到鄉(xiāng)城流動(dòng)仍是主要的流動(dòng)形式，大部分流動(dòng)人口來(lái)自農(nóng)村，且農(nóng)村生育年齡較早，大部分隨遷老人50歲左右便有了孫子女，因此本研究中將隨遷老人界定為出于異地養(yǎng)老或照顧家庭等原因，跟隨子女離開(kāi)戶籍地，在流入地生活6個(gè)月以上的50歲以上女性和55歲以上男性群體。這是比較符合我國(guó)當(dāng)下隨遷老人實(shí)際情況的界定。除去在關(guān)鍵變量上含有缺失值的樣本，最后納入分析的隨遷老人樣本量為1 537人。

（二）變量

1.因變量

分析的因變量是隨遷老人的自評(píng)健康。自評(píng)健康作為一種主觀健康指標(biāo)，能夠較好反映生理、心理健康狀況，是死亡率的有效預(yù)測(cè)指標(biāo)[8]。本文利用CMDS（2017）問(wèn)卷中“您的健康狀況如何？”測(cè)量隨遷老人的自評(píng)健康狀況，將問(wèn)題選項(xiàng)“健康”和“基本健康”賦值為1，表示自評(píng)健康狀況良好；將“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”賦值為0，表示自評(píng)健康狀況較差。

2.自變量

分析的自變量是隨遷老人的社會(huì)支持。本文將社會(huì)支持按照不同來(lái)源性質(zhì)分為正式支持和非正式支持，并選取以下指標(biāo)作為自變量。

（1）正式支持

正式支持主要通過(guò)醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持來(lái)反映。相較于是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)，醫(yī)療保險(xiǎn)參保地是否在流入地直接關(guān)系到隨遷老人醫(yī)療保險(xiǎn)的利用度，所以本文用CMDS（2017）問(wèn)卷中的題項(xiàng)“在何處參?！睖y(cè)量醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持。對(duì)于社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持，用隨遷老人是否獲得流入地社區(qū)免費(fèi)提供的隨訪評(píng)估和健康體檢服務(wù)衡量。

（2）非正式支持

非正式支持主要通過(guò)家庭經(jīng)濟(jì)支持、社會(huì)交往支持來(lái)反映。由于家庭經(jīng)濟(jì)條件會(huì)對(duì)隨遷老人的養(yǎng)老資源產(chǎn)生重要影響，為了方便計(jì)算，將家庭月平均收入取對(duì)數(shù)作為衡量隨遷老人獲得家庭經(jīng)濟(jì)支持的指標(biāo)；同時(shí)，是否獲得除家人以外的友鄰支持也影響隨遷老人的主觀健康自評(píng)，所以本文利用社會(huì)交往支持衡量隨遷老人獲取友鄰支持的情況，社會(huì)交往支持包括在流入地是否有除家人以外的友鄰支持以及組織政治活動(dòng)參與情況。

3.控制變量

分析的控制變量包括隨遷老人的性別、年齡、受教育程度、戶口、婚姻狀況以及流動(dòng)范圍。以往研究表明，這些變量不僅會(huì)對(duì)隨遷老人的健康自評(píng)產(chǎn)生影響，而且會(huì)對(duì)獲得社會(huì)支持造成影響，所以在分析時(shí)必須加以控制[9，10]。

（三）分析方法

基于數(shù)據(jù)類型，本文采用二元Logistic模型探究社會(huì)支持與自評(píng)健康之間的關(guān)系，具體表達(dá)式為：

Logit（p）=ln（■）=β0+β1x1+β2x2+……+βixi+εi

其中，p表示隨遷老人自評(píng)健康狀況較好的概率，1-p表示自評(píng)健康狀況較差的概率，對(duì)p進(jìn)行Logit變換，Logit（p）表示隨遷老人的自評(píng)健康；xi為可能影響自評(píng)健康狀況的一系列解釋變量；β0為常數(shù)項(xiàng)；βi為各解釋變量的估計(jì)系數(shù)；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了使該模型更具有說(shuō)服力，本文在二元Logistic回歸模型的基礎(chǔ)上增加二元Probit回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如果主要核心變量采用二元Probit回歸系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性沒(méi)有發(fā)生顯著變化，表明本文的估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健可信。

二、數(shù)據(jù)分析

（一）總樣本回歸分析

表1中納入了所有自變量以及年齡、性別、受教育程度、戶口、婚姻、流動(dòng)范圍等特征變量，分別用二元Logistic回歸模型和二元Probit模型進(jìn)行檢驗(yàn)，具體分析結(jié)果如下。

1.正式支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康影響的總樣本回歸分析

從正式支持看（以二元Logistic回歸模型為例），流入地醫(yī)療保險(xiǎn)支持的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，說(shuō)明獲得流入地的醫(yī)療保險(xiǎn)支持會(huì)對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康產(chǎn)生顯著積極影響；社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持會(huì)對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康產(chǎn)生顯著促進(jìn)效應(yīng)。此外，在二元Logistic回歸模型和二元Probit模型中，醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持估計(jì)系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性并沒(méi)有發(fā)生顯著變化，表明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性，正式支持對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康有顯著促進(jìn)效應(yīng)。

2.非正式支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康影響的總樣本回歸分析

從非正式支持看（以二元Logistic回歸模型為例），家庭經(jīng)濟(jì)支持的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明獲得家庭經(jīng)濟(jì)支持會(huì)顯著改善隨遷老人的自評(píng)健康狀況；社會(huì)交往支持包括在流入地是否獲得社會(huì)交往對(duì)象支持和社會(huì)活動(dòng)參與支持，研究表明，在流入地有除家人外的社會(huì)交往對(duì)象支持的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明獲得社會(huì)交往對(duì)象支持將會(huì)顯著提高隨遷老人自評(píng)健康狀況。同時(shí)，隨遷老人在流入地的社會(huì)活動(dòng)參與支持估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明流入地的社會(huì)活動(dòng)參與支持將會(huì)顯著促進(jìn)隨遷老人自評(píng)健康狀況的提升。此外，通過(guò)二元Logistic回歸模型和二元Probit模型進(jìn)行相互支撐檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)支持和社會(huì)交往支持估計(jì)系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性在兩種模型中并沒(méi)有發(fā)生顯著變化，表明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性，非正式支持對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康有顯著促進(jìn)效應(yīng)。

3.控制變量對(duì)隨遷老人自評(píng)健康影響的總樣本回歸分析

很多控制變量也對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康有顯著影響。具體來(lái)說(shuō)，男性隨遷老人的自評(píng)健康狀況要優(yōu)于女性，受教育程度越高對(duì)自評(píng)健康產(chǎn)生的積極作用越大[11]，流動(dòng)范圍越大自評(píng)健康狀況越好。隨遷老人在選擇遷移和遷移距離時(shí)會(huì)評(píng)估自身健康狀況，自評(píng)健康狀況越好的老年人越有可能發(fā)生遠(yuǎn)距離遷移行為[12]。而年齡和婚姻狀況又可能導(dǎo)致較差的自評(píng)健康狀況，具體而言，年齡越大自評(píng)健康狀況越差。無(wú)配偶的隨遷老人自評(píng)健康要優(yōu)于有配偶的隨遷老人，這可能與婚姻質(zhì)量有關(guān)，婚姻質(zhì)量的好壞會(huì)影響隨遷老人的健康狀況，而無(wú)配偶老人由于缺少伴侶支持，會(huì)更多地獲得子女的經(jīng)濟(jì)支持、情感支持和生病照顧支持，所以自評(píng)健康狀況更好。

綜上所述，基于總樣本回歸分析結(jié)果，正式支持和非正式支持均能夠緩解隨遷老人遷移帶來(lái)的外界壓力，提高其自評(píng)健康狀況。

（二）隨遷老人異質(zhì)性分析

通過(guò)上述分析，我們論證了社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的積極影響，但這種影響是否存在群體差異卻依然是一個(gè)問(wèn)題?；谇拔乃?，既有研究證明了社會(huì)支持對(duì)不同類型老年群體健康狀況的影響存在不同程度的差異。如果這一觀點(diǎn)成立，那么社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響則存在異質(zhì)性。表2從性別、戶口、流動(dòng)范圍比較了社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的不同影響，運(yùn)用二元Logistic回歸模型進(jìn)行分析，具體結(jié)果如下。

1.社會(huì)支持對(duì)不同性別隨遷老人自評(píng)健康的影響

由于性別感知差異，導(dǎo)致社會(huì)支持對(duì)男性和女性的主觀健康狀況自評(píng)的促進(jìn)效應(yīng)也有所差異，一般而言，物質(zhì)層面的社會(huì)支持對(duì)男性自評(píng)健康的促進(jìn)效應(yīng)更顯著，而精神層面的社會(huì)支持對(duì)女性自評(píng)健康的促進(jìn)效應(yīng)更顯著。本文通過(guò)對(duì)不同性別的隨遷老人進(jìn)行分樣本回歸分析，得到具體分析結(jié)果如表2中模型1所示。

從正式支持來(lái)看，正式支持對(duì)不同性別的隨遷老人自評(píng)健康的影響存在異質(zhì)性。在流入地獲得社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持對(duì)男性和女性隨遷老人自評(píng)健康的影響都在5%水平上顯著為正，說(shuō)明對(duì)不同性別隨遷老人而言，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持都有利于其主觀健康自評(píng)。其主要原因在于，社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)在改善慢性病患者和日常健康管理上與隨遷老人的個(gè)人護(hù)理相比更加有效，因此獲得社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)支持對(duì)隨遷老人的主觀健康自評(píng)有顯著提升作用。相比之下，女性隨遷老人的醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，而男性隨遷老人的醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持估計(jì)系數(shù)并不顯著。說(shuō)明獲得流入地醫(yī)療保險(xiǎn)支持對(duì)女性隨遷老人的自評(píng)健康有顯著促進(jìn)效應(yīng)，但對(duì)男性隨遷老人的自評(píng)健康無(wú)顯著影響。這可能是由于，相較于女性隨遷老人，男性隨遷老人的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍和待遇水平都超過(guò)了女性[13]，并且描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果也表明男性隨遷老人的健康自評(píng)狀況較女性更好，這兩個(gè)因素都在一定程度上減輕了男性隨遷老人對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的依賴，所以是否獲得流入地醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持對(duì)男性隨遷老人自評(píng)健康無(wú)顯著影響。

從非正式支持來(lái)看，無(wú)論性別男女，家庭經(jīng)濟(jì)支持估計(jì)系數(shù)均在5%水平上顯著為正，表明家庭經(jīng)濟(jì)支持對(duì)男性和女性隨遷老人的自評(píng)健康均有積極影響，但對(duì)男性隨遷老人的積極影響效應(yīng)更強(qiáng)。究其原因，在中國(guó)的傳統(tǒng)文化中，男性一直扮演著“經(jīng)濟(jì)頂梁柱”的角色，而家庭經(jīng)濟(jì)收入決定著社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位[1]。而女性更為感性，相較于經(jīng)濟(jì)支持，對(duì)家庭情感支持的需求更大，所以導(dǎo)致相較于女性隨遷老人，家庭經(jīng)濟(jì)支持對(duì)男性隨遷老人自評(píng)健康的影響更為顯著。社會(huì)交往支持包括社會(huì)交往對(duì)象支持和社會(huì)活動(dòng)參與支持。就獲得除家人外的社會(huì)交往對(duì)象支持而言，女性隨遷老人社會(huì)交往對(duì)象支持的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，而男性隨遷老人社會(huì)交往對(duì)象支持的估計(jì)系數(shù)在10%水平上顯著為正，說(shuō)明社會(huì)交往對(duì)象支持對(duì)女性隨遷老人自評(píng)健康的影響效應(yīng)顯著大于男性隨遷老人。相反，雖然社會(huì)活動(dòng)參與對(duì)男性和女性隨遷老人的自評(píng)健康都有顯著促進(jìn)作用，但是男性隨遷老人的社會(huì)活動(dòng)參與系數(shù)顯著高于女性，表明相較于女性，社會(huì)活動(dòng)參與支持對(duì)男性隨遷老人自評(píng)健康的積極促進(jìn)作用更顯著。導(dǎo)致上面兩種結(jié)果的主要原因在于，女性隨遷老人的遷移原因大多出于照顧家庭，而男性隨遷老人更多是出于異地養(yǎng)老發(fā)生遷移，因此，男性隨遷老人參與社會(huì)活動(dòng)的機(jī)會(huì)與女性相比更多，社會(huì)活動(dòng)參與對(duì)自評(píng)健康帶來(lái)的正向影響在男性隨遷老人中作用更顯著[14]，而女性由于要照顧家庭，參與社會(huì)活動(dòng)的機(jī)會(huì)較少，通過(guò)和家人外的朋友、鄰居進(jìn)行傾訴可以緩解遷移帶來(lái)的壓力，提高其健康自評(píng)狀況。

上述分析結(jié)果證明，不同性別指標(biāo)下，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響存在差異性。

2.社會(huì)支持對(duì)不同戶口隨遷老人自評(píng)健康的影響

戶籍制度的存在導(dǎo)致我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的形成。由于社會(huì)資源更多地向城市戶口傾斜，因此相較于農(nóng)村戶口老年人，城市戶口老人可以更多地獲得社會(huì)資源的支持，其自評(píng)健康狀況更好。據(jù)我國(guó)第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，從流動(dòng)人群的流動(dòng)形式看，鄉(xiāng)城流動(dòng)雖然仍是主要流動(dòng)形式，但是城城流動(dòng)人口在十年內(nèi)顯著劇增，增幅高達(dá)40%[15]，可見(jiàn)，社會(huì)支持對(duì)不同戶口隨遷老人自評(píng)健康的影響的異質(zhì)性有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。對(duì)此，本文進(jìn)行了進(jìn)一步的對(duì)比分析，具體分析結(jié)果如表2中模型2所示。

從正式支持來(lái)看，城市戶口隨遷老人的醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持的估計(jì)系數(shù)均不顯著，這說(shuō)明是否獲得醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持，均不會(huì)對(duì)城市戶口隨遷老人的自評(píng)健康產(chǎn)生影響。而對(duì)農(nóng)村戶口的隨遷老人來(lái)說(shuō)，醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明在流入地獲得醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持均會(huì)顯著提高農(nóng)村戶口隨遷老人的自評(píng)健康水平。究其原因，身份和來(lái)源區(qū)域不同使其獲取的醫(yī)療保險(xiǎn)支持和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持有差異，城市戶口隨遷老人醫(yī)療資源使用上的體制障礙相較于農(nóng)村戶口隨遷老人更少[16]，因此，正式支持對(duì)城市戶口自評(píng)健康的影響效應(yīng)不顯著，但會(huì)顯著改善農(nóng)村戶口隨遷老人自評(píng)健康狀況。

從非正式社會(huì)支持來(lái)看，無(wú)論對(duì)農(nóng)村或城市隨遷老人而言，獲得家庭經(jīng)濟(jì)支持均能顯著提升其自評(píng)健康狀況，但農(nóng)村戶口隨遷老人的家庭經(jīng)濟(jì)支持估計(jì)系數(shù)要顯著高于非農(nóng)戶口隨遷老人，也就是說(shuō)，社會(huì)支持對(duì)農(nóng)村戶口隨遷老人自評(píng)健康的促進(jìn)作用更顯著。造成這樣結(jié)果的原因可能是城市戶口的隨遷老人相較于農(nóng)村戶口隨遷老人通常具有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力[17]，因此社會(huì)支持對(duì)農(nóng)村戶口隨遷老人自評(píng)健康的促進(jìn)作用更顯著。社會(huì)交往支持的不同維度對(duì)農(nóng)村和城市隨遷老人的自評(píng)健康有不同程度的影響。對(duì)農(nóng)村隨遷老人而言，社會(huì)交往對(duì)象的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，而社會(huì)活動(dòng)參與不顯著；對(duì)城市隨遷老人而言，社會(huì)活動(dòng)參與的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，而社會(huì)交往對(duì)象不顯著。這樣的數(shù)據(jù)結(jié)果表明，社會(huì)交往支持中，在流入地獲得除家人外的社會(huì)交往對(duì)象的支持對(duì)農(nóng)村戶口隨遷老人的自評(píng)健康有顯著提升作用，但對(duì)城市戶口隨遷老人的自評(píng)健康沒(méi)有影響；在流入地的社會(huì)活動(dòng)參與支持能顯著提升城市戶口隨遷老人的自評(píng)健康水平，但是不會(huì)對(duì)農(nóng)村戶口隨遷老人的自評(píng)健康產(chǎn)生影響。可能的解釋是，城市戶口老年人受教育程度較高，參與社區(qū)活動(dòng)的過(guò)程會(huì)讓城市戶口老年人獲得存在感和成就感，從而對(duì)其自評(píng)健康產(chǎn)生積極影響；而農(nóng)村戶口老年人，由于語(yǔ)言不通、受教育程度相對(duì)較低，無(wú)法很好地參與社會(huì)活動(dòng)，有除家人外的社會(huì)交往對(duì)象可以幫助排解日常生活中的壓力，對(duì)其自評(píng)健康狀況有改善作用。

總體來(lái)講，不同戶口指標(biāo)下，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響存在差異性。

3.社會(huì)支持對(duì)不同流動(dòng)范圍隨遷老人自評(píng)健康的影響

2021年全國(guó)七普數(shù)據(jù)顯示，跨省流動(dòng)人口占總流動(dòng)人口的三分之一，省內(nèi)流動(dòng)人口占流動(dòng)人口總數(shù)的三分之二，并呈現(xiàn)出持續(xù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。在CMDS（2017）的隨遷老人中，省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人占比五分之三，跨省流動(dòng)隨遷老人占比五分之二。雖然省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人占大多數(shù)，但跨省流動(dòng)的隨遷老人仍是不可忽視的群體。一般來(lái)說(shuō)，與跨省流動(dòng)的隨遷老人相比，省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人在流入地的社會(huì)支持獲取上會(huì)更具有優(yōu)勢(shì)。為探究社會(huì)支持對(duì)不同流動(dòng)范圍的隨遷老人自評(píng)健康的影響差異，本文對(duì)流動(dòng)范圍進(jìn)行分樣本回歸，具體結(jié)果如表2中模型3所示。

從正式支持來(lái)看，醫(yī)療保險(xiǎn)制度支持對(duì)不同流動(dòng)范圍隨遷老人的自評(píng)健康的影響均不顯著。但社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持的估計(jì)系數(shù)均在5%水平上顯著為正，且跨省流動(dòng)隨遷老人社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持的估計(jì)系數(shù)比省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人更高，說(shuō)明社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持對(duì)不同流動(dòng)范圍隨遷老人的自評(píng)健康均有積極影響，但是對(duì)跨省流動(dòng)隨遷老人的影響更強(qiáng)烈?？赡艿慕忉屖?，跨省流動(dòng)的老年人相較于省內(nèi)流動(dòng)的老年人生活習(xí)慣與飲食習(xí)慣差異更大，社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持有利于其日常健康維護(hù)，因此社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持對(duì)跨省流動(dòng)的隨遷老人健康自評(píng)的影響更顯著。

從非正式支持來(lái)看，不同流動(dòng)范圍隨遷老人的家庭經(jīng)濟(jì)支持估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，并且省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人家庭經(jīng)濟(jì)支持的估計(jì)系數(shù)更高，表明家庭經(jīng)濟(jì)支持對(duì)不同流動(dòng)范圍隨遷老人的自評(píng)健康均有積極影響，尤其對(duì)省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人自評(píng)健康的作用效應(yīng)更強(qiáng)烈。社會(huì)交往支持中，不同流動(dòng)范圍隨遷老人的社會(huì)活動(dòng)參與估計(jì)系數(shù)均在10%水平上為正，且對(duì)跨省流動(dòng)隨遷老人影響效應(yīng)更顯著，說(shuō)明社會(huì)活動(dòng)參與對(duì)不同流動(dòng)范圍隨遷老人的自評(píng)健康均有積極影響，但對(duì)跨省流動(dòng)隨遷老人自評(píng)健康的影響效應(yīng)更強(qiáng)烈?？赡艿脑蚴?，相較于流動(dòng)范圍較小的省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人，精神層面的社會(huì)活動(dòng)參與相較于物質(zhì)層面的經(jīng)濟(jì)支持更能提高跨省流動(dòng)隨遷老人的主觀健康水平[17]，因此，家庭經(jīng)濟(jì)支持對(duì)省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人自評(píng)健康狀況的積極影響更顯著，社會(huì)活動(dòng)參與支持對(duì)跨省流動(dòng)隨遷老人自評(píng)健康的促進(jìn)效應(yīng)更明顯。除此之外，省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人社會(huì)交往對(duì)象支持的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，跨省流動(dòng)隨遷老人社會(huì)交往對(duì)象支持的估計(jì)系數(shù)不顯著，主要原因是跨省流動(dòng)隨遷老人因流動(dòng)距離較遠(yuǎn)，原戶籍的社會(huì)交往網(wǎng)絡(luò)斷裂，因與流入地的文化風(fēng)俗差異，一時(shí)間較難獲得除家人外的友鄰支持，因此是否有社會(huì)交往對(duì)象對(duì)跨省流動(dòng)隨遷老人的自評(píng)健康沒(méi)有顯著影響。但是對(duì)省內(nèi)隨遷老人而言，流動(dòng)距離較近，更容易適應(yīng)流入地的文化、生活習(xí)慣，更容易獲得除家人外的社會(huì)交往對(duì)象支持，所以社會(huì)交往對(duì)象支持對(duì)省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人自評(píng)健康有顯著積極作用。

綜上所述，不同流動(dòng)范圍指標(biāo)下，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響存在差異性。

三、結(jié)論與建議

本文利用2017年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，借助二元Logistic回歸模型和二元Probit模型，實(shí)證檢驗(yàn)了隨遷老社會(huì)支持與自評(píng)健康之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，第一，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人的自評(píng)健康有顯著的積極影響，正式支持和非正式支持都能改善隨遷老人的自評(píng)健康狀況。第二，不同特征指標(biāo)下，社會(huì)支持對(duì)隨遷老人自評(píng)健康的影響存在差異。相較于女性隨遷老人，男性隨遷老人自評(píng)健康狀況更容易受到家庭經(jīng)濟(jì)支持和社會(huì)活動(dòng)參與支持的影響。除性別差異外，社會(huì)支持對(duì)不同戶口的隨遷老人自評(píng)健康的影響也存在差異，相較于農(nóng)村戶口隨遷老人，正式支持對(duì)城市戶口隨遷老人的自評(píng)健康沒(méi)有顯著影響，但社會(huì)活動(dòng)參與支持對(duì)其自評(píng)健康的積極影響效應(yīng)更顯著；同時(shí)，無(wú)論是跨省流動(dòng)還是省內(nèi)流動(dòng)的隨遷老人，家庭經(jīng)濟(jì)支持和社會(huì)活動(dòng)參與支持均對(duì)其自評(píng)健康有積極影響，跨省流動(dòng)隨遷老人的自評(píng)健康更容易受到社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)支持和社會(huì)活動(dòng)參與支持的影響，省內(nèi)流動(dòng)隨遷老人的自評(píng)健康更容易受到家庭經(jīng)濟(jì)支持和社會(huì)交往對(duì)象支持的影響。

通過(guò)上述研究，不但豐富并拓展了對(duì)既有關(guān)于社會(huì)支持與隨遷老人自評(píng)健康關(guān)系的認(rèn)識(shí)，同時(shí)也對(duì)人口流動(dòng)變遷加速背景下如何提升老年人的健康福祉有重要的啟發(fā)意義?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)果，本研究提出以下建議。

（一）強(qiáng)化正式支持的作用

一方面，政府要更加重視保障隨遷老人制度層面的權(quán)益，完善醫(yī)療保險(xiǎn)體系，為隨遷老人搭建跨區(qū)域性的異地就醫(yī)保障體系，推動(dòng)公共衛(wèi)生服務(wù)均等化。另一方面，社區(qū)應(yīng)當(dāng)重視建立健全社區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支持體系，專門針對(duì)隨遷老人舉辦心理咨詢、健康講座，從而提高隨遷老人自身的健康管理意識(shí)；同時(shí)，通過(guò)舉辦社區(qū)休閑娛樂(lè)活動(dòng)，鼓勵(lì)隨遷老人參與社區(qū)活動(dòng)，為隨遷老人建立除親緣支持外的友鄰支持，促進(jìn)其社會(huì)融入，從而提高其自評(píng)健康水平。

（二）充分發(fā)揮非正式支持的作用

一方面，強(qiáng)化家庭支持，家人除為隨遷老人提供充分的物質(zhì)支持外，還應(yīng)當(dāng)關(guān)注隨遷老人的精神健康，為其提供情感支持，鼓勵(lì)其在流入地發(fā)展愛(ài)好，實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值。另一方面，隨遷老人自身要積極主動(dòng)地適應(yīng)流入地的社會(huì)角色和生活方式，多參加社會(huì)活動(dòng)，盡快在流入地建立新的社會(huì)交往網(wǎng)絡(luò)，面對(duì)生活中的壓力，可以尋求友鄰支持，保持積極樂(lè)觀的心態(tài)。

（三）關(guān)注隨遷老人群體間的異質(zhì)性，提供全方位、差別化社會(huì)支持

一方面，政府應(yīng)當(dāng)建立健全隨遷老人動(dòng)態(tài)信息管理平臺(tái)，社區(qū)應(yīng)當(dāng)在該平臺(tái)上對(duì)社區(qū)內(nèi)隨遷老人的數(shù)量和特征做好登記，確保數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)更新，以便根據(jù)隨遷老人群體間的異質(zhì)性，提供差別化的有效支持。另一方面，社區(qū)可以加強(qiáng)社會(huì)工作者對(duì)隨遷老人工作的介入，針對(duì)不同特征的隨遷老人提供差異化的專業(yè)支持，通過(guò)“增權(quán)賦能”實(shí)踐，滿足隨遷老人在流入地被尊重的需要以及自我實(shí)現(xiàn)的需要，使他們得到更專業(yè)、更有針對(duì)性的服務(wù)，提高其健康福祉。

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