李嘉欣 袁晨杰 田侃 喻小勇

我國第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，60 歲及以上人口占18.70%，65 歲以上老齡人口已達到1.91億人，占總?cè)丝诘?3.5%。國家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《中國流動人口發(fā)展報告（2018）》中指出“老年流動人口規(guī)模快速增加”，2018 年全國流動人口中流動老人占比8.01%，數(shù)量已達1778.4 萬[1]。伴隨著總?cè)丝诤土鲃尤丝诘碾p重快速老齡化以及勞動年齡人口數(shù)量的下降，流動老年人口的經(jīng)濟參與已然成為新時代人力資源開發(fā)的重要組成部分[2]。生產(chǎn)性老齡化視角認為老年群體的能力正在提高，而合理利用該群體的能力可緩和人口老齡化帶來的壓力。美國學者Robert Butler 于1982 年首次提出生產(chǎn)性老齡化(productive aging)概念[3]，老年人以勞動者、志愿服務(wù)者、非正式幫助者、照顧者等身份參與各種活動，打破以往社會對老年群體的消極印象。生產(chǎn)性老齡化是指老年人不論是否受薪，有能力從事任何產(chǎn)生物品和服務(wù)的活動，如工作、志愿服務(wù)、照顧孫輩[4]。生產(chǎn)性老齡化理念強調(diào)老齡群體是一種社會資源，可以在生產(chǎn)和生活中扮演重要角色，并鼓勵老年人在經(jīng)濟和社會生活中積極參與相關(guān)活動[5]。老齡化是21 世紀人類社會共同面臨的重大課題，流動人口為社會的經(jīng)濟發(fā)展做出不可磨滅的貢獻，二者重疊下的流動老年人口，是健康老齡化和生產(chǎn)性老齡化的重要聚焦群體。老年人的生產(chǎn)性參與取決于其健康狀況，健康狀況不好可能會限制老年人口參與生產(chǎn)性活動的能力[6]。健康是促進和保證老年人口流動及參與活動的基礎(chǔ)，研究健康對生產(chǎn)性老齡化的影響具有重要意義。目前研究主要集中在單一維度，如工作、隔代照料與老年人健康之間的關(guān)系[7-10]，本文從生產(chǎn)性老齡化理論出發(fā)，選取兼有地理空間的流動性和繼續(xù)參與生產(chǎn)性活動的雙重特點的流動老年人口，旨在分析健康與老年流動人口生產(chǎn)性老齡化活動參與之間的關(guān)系，以期為推進健康老齡化、生產(chǎn)性老齡化提供參考。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究資料來自國家衛(wèi)生健康委員會組織實施的2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查基于分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS 抽樣方法，調(diào)查對象為在流入地居住1 個月以上、非本區(qū)（縣、市）戶口的15 周歲及以上流動人口，調(diào)查涵蓋了我國31 個省（自治區(qū)、直轄市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團（不包括我國港澳臺地區(qū)）的流動人口數(shù)據(jù)，樣本總量為169 889個。該數(shù)據(jù)為全國性調(diào)查數(shù)據(jù)，具有覆蓋范圍廣、代表性強等優(yōu)點。本研究選取年滿60 周歲及以上的老年流動人口作為研究對象，對問卷中各變量的缺失值進行處理后，最終共計納入6 186 名研究對象。

1.2 變量選取及說明

1.2.1 被解釋變量

將老年流動人口的生產(chǎn)性老齡化參與作為被解釋變量。生產(chǎn)性老齡化參與是指老年人有能力從事產(chǎn)生社會經(jīng)濟貢獻的活動，如工作、照顧孫輩、志愿服務(wù)。結(jié)合問卷“工作”選取“您今年五一節(jié)前1 周是否做過1 小時以上有收入的工作”的問題，“是”賦值為1，“否”賦值為0?！罢疹檶O輩”則將本次流動原因為“照顧自家小孩”賦值為1，其余賦值為0。“志愿服務(wù)”選取問卷中“主動參與捐款、無償獻血、志愿者活動等”，將經(jīng)常、有時、偶爾選項賦值為1，沒有賦值為0。由此創(chuàng)建生產(chǎn)性老齡化參與變量，若工作、照顧孫輩、志愿服務(wù)3 項中老年流動人口有參與其中任意1 項，則生產(chǎn)性老齡化參與變量賦值為1，3 項都沒有參與則賦值為0。

1.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為自評健康，將問卷中“您的健康狀況如何？”回答選項“健康”“基本健康”賦值為1，“不健康，但生活能自理”“生活不能自理”賦值為0。

1.2.3 控制變量

控制變量納入人口學、社會經(jīng)濟及流動特征3類變量。個體特征包括性別、年齡、戶籍性質(zhì)、婚姻狀況、文化程度；社會經(jīng)濟包括家庭同住人數(shù)、家庭月收入、經(jīng)濟性困難、流入地有自購房、參與醫(yī)療保險；流動特征為流動范圍、流動時長。具體變量及賦值說明見表1。

表1 變量選取及基本描述

1.3 研究方法

利用2017 年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究的被解釋變量為老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與（參與= 1，未參與= 0），是否參與屬于0-1 型二值離散型變量，研究主要關(guān)注自評健康如何影響老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與的概率。Probit 模型是事件發(fā)生的概率依賴于解釋變量的一種廣義線性模型，常用于分析因變量為離散型變量的回歸。因此，將健康狀況從情境因素中剝離出來，在控制其他個體因素、情境因素、環(huán)境因素、社會因素以及流動因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建Probit 計量模型，探討自評健康對老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響，具體回歸模型表達為：

其中，Epi為老年流動人口i生產(chǎn)性老齡化參與狀態(tài)，Hi代表核心解釋變量自評健康狀況，Pi為人口特征變量，Ei為經(jīng)濟特征變量，Mi為流動特征變量，μi為隨機誤差項。

2 結(jié)果

2.1 Probit 回歸結(jié)果

模型1 將自評健康單獨與老年流動人口的生產(chǎn)性老齡化參與進行Probit 回歸，結(jié)果顯示，自評健康對老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響在1%水平上顯著。自評為健康的老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與概率比自評為不健康者高22.9%。模型2加入其他控制變量后，發(fā)生概率雖出現(xiàn)下降趨勢，但自評健康與老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與仍在1%水平上表現(xiàn)為顯著正相關(guān)，自評為健康的老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與概率比自評為不健康者高17.0%。控制變量中，相比于女性，男性參與生產(chǎn)性老齡化活動的概率要高6.6%。戶籍性質(zhì)為農(nóng)業(yè)的老年流動人口比非農(nóng)業(yè)人口生產(chǎn)性老齡化參與概率高13.4%。有伴侶的老年流動人口參與生產(chǎn)性老齡化活動概率比無伴侶者高7.2%。文化程度越高的老年流動人口更傾向于參與生產(chǎn)性老齡化活動。家庭同住人數(shù)及家庭月收入越高，參與生產(chǎn)性老齡化的概率就越高。有經(jīng)濟性困難的老年流動人口也會更傾向于參與生產(chǎn)性老齡化活動。流動特征中，流動范圍越大、流動時間越長的老年人口的生產(chǎn)性老齡化參與概率越高，但是影響程度較低。年齡越大的老年流動人口參與生產(chǎn)性老齡化活動的概率會顯著下降。相比于沒有自購房的老年流動人口，有自購房者生產(chǎn)性老齡化參與的概率要更低。見表2。

表2 自評健康與生產(chǎn)性老齡化參與的Probit 及IV-Probit 估計結(jié)果（n=6 186）

2.2 內(nèi)生性檢驗及IV-Probit 回歸結(jié)果

自評健康與生產(chǎn)性老齡化活動參與一定程度上存在互為因果的關(guān)系，身體健康的人會去進行生產(chǎn)性老齡化活動的參與，反過來適度參與生產(chǎn)性老齡化活動能夠促進老年流動人口健康狀況。為削弱模型回歸中的內(nèi)生性問題，需要采用工具變量。工具變量的選取需要與核心解釋變量高度相關(guān)而與被解釋變量不相關(guān)，故選取“是否接受過公共健康教育”作為工具變量。將至少接受過1 項賦值為1，沒有賦值為0。接受公共健康教育可以顯著提升流動人口的健康水平[11]，該變量與老年流動人口的健康狀況相關(guān)，而與是否參與生產(chǎn)性老齡化活動基本不相關(guān)，因此，選擇“是否接受過公共健康教育”變量進行內(nèi)生性檢驗。IV-Probit 一階段回歸結(jié)果中“自評健康”與“居住地到醫(yī)療機構(gòu)距離”顯著相關(guān)，對工具變量進行Wald 外生性檢驗，Wald 值為5.14，Prob > chi2 = 0.023 4，可以認為自評健康為內(nèi)生解釋變量。本研究只有1 個工具變量，因此，不需要進行過度識別檢驗，IV-Probit 的二階段回歸結(jié)果顯示F值>10，因此，選取的工具變量對核心解釋變量具有較好的解釋力。第二階段的回歸結(jié)果顯示，在克服模型內(nèi)生性問題之后，自評健康仍然在5%的水平上顯著促進老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與，IVProbit 回歸結(jié)果更接近真實情況。加入工具變量弱化內(nèi)生性影響后發(fā)現(xiàn)，自評健康對老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與仍然具有顯著正向影響，自評健康者比自評不健康者參與過生產(chǎn)性老齡化活動的概率要高。比較加入工具變量前后的模型發(fā)現(xiàn)，自評健康對老年流動人口參與生產(chǎn)性老齡化活動的邊際效應(yīng)從0.170 上升至0.634。另外控制變量方面的回歸結(jié)果較之前相比變化不大。

3 討論

3.1 自評健康對生產(chǎn)性老齡化參與具有顯著的正向影響

自評健康是老年流動人口生產(chǎn)性參與的關(guān)鍵性因素。加入工具變量后仍發(fā)現(xiàn)自評健康對老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與是有顯著正向影響的。自評健康是老年人口對自身健康狀況的自我認知評價，若自我判斷不健康，則易于做出終止生產(chǎn)性老齡化活動參與的決策[2]。老年流動人口兼有年老和流動的雙重特征，在健康老齡化背景下，提升老年流動人口的健康水平是老齡化的題中應(yīng)有之義[12]。鼓勵老年人口繼續(xù)參與生產(chǎn)性老齡化活動的前提是保障老年流動人口的健康水平，進一步實現(xiàn)健康資源自由流動。我國長期以來城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)背景下，流入地的健康資源及相應(yīng)的社會福利更多面向本地人。此外，城鄉(xiāng)醫(yī)療保險異質(zhì)性、異地結(jié)算手續(xù)復雜且費時費力等困難的存在，不利于檢測和維護老年流動人口群體的健康狀況。應(yīng)推動健康教育、健康檢查等健康醫(yī)療方面朝著均等化、一體化的方向發(fā)展，保證提供均等化的基本公共服務(wù)，為老年流動人口創(chuàng)造公平的制度環(huán)境，促進社會的公平、正義與長期穩(wěn)定[13]。

3.2 年齡對生產(chǎn)性老齡化參與負向影響程度較高

年齡與老年流動人口生產(chǎn)性老齡化參與呈負相關(guān)且負向影響程度較高。年齡越大的老年流動人口參與生產(chǎn)性老齡化活動的概率會顯著下降。這可能是因為高齡老年人身體機能衰退，行動更加不便，難以參與相關(guān)活動。聯(lián)合國教科文組織對低齡老年人的年齡段規(guī)定為60 ～ 69 歲，此階段的老年人屬于還能老有所為的年齡段[14]。本研究中60 ～ 70 歲的老年流動人口參與生產(chǎn)性活動的概率最高，故應(yīng)鼓勵低齡的老年流動人口積極參與到生產(chǎn)性老齡化活動中，讓此年齡結(jié)構(gòu)的老年流動人口老有所為、發(fā)揮余熱、創(chuàng)造價值。低齡的老年人正處于人生的另一個黃金時期，與高齡老年人群相比，他們的身體相對健康；與中年人群相比，時間上較為寬裕[15]。兼顧老年流動人口的興趣，政府、社會和家庭共同努力，降低身體狀況和經(jīng)濟條件對流動老年人口生產(chǎn)性老齡化參與的限制，打造積極健康的老齡友好型社會，為老年流動人口搭建“老有所為”的廣闊平臺。

3.3 老年流動人口參與生產(chǎn)性老齡化活動比例不低

6 186 名受訪對象中，有2 966 名老年人有參與到工作、隔代照料和志愿活動之一的生產(chǎn)性老齡化活動之中，從事生產(chǎn)性老齡化活動的比例達47.95%。老齡化社會無法避免，需要改變對“老齡”及“老年”的刻板消極形象，以往研究的重點是避免老齡化社會的負面影響，但更需要考慮的是促進老齡化社會積極的一面[16]。老年群體可以在生產(chǎn)性老齡化活動參與中“老有所為”，扮演好家庭支持者和社會經(jīng)濟參與者的角色，撕去過往諸如“無生產(chǎn)力”“無用”“無能”的標簽。社會層面上，應(yīng)當打破年齡限制，有效開發(fā)與充分利用老年人力資源，為老年流動人口創(chuàng)造并提供豐富的機會和條件，讓其在生產(chǎn)性老齡化參與過程中能體驗到自身價值感的存在，合理利用老年流動人口的能力，緩和人口結(jié)構(gòu)快速老齡化的壓力，從而造福個人、家庭和社會。

3.4 研究局限性與未來方向

由于抽樣調(diào)查問卷設(shè)計的局限性，對健康的衡量結(jié)合問卷問題僅納入了自評健康這一主觀健康指標，沒有考慮日常生活能力、慢性病患病情況等客觀健康測評指標。后續(xù)研究可進一步從健康的多維度去探討對流動老年人口生產(chǎn)性老齡化參與的影響。