基于積極老齡化理論,利用CLHLS數(shù)據(jù)構建積極老齡化態(tài)度的HAPC回歸模型,將個體微觀數(shù)據(jù)嵌入宏觀社會經(jīng)濟環(huán)境,探討了積極老齡化態(tài)度的個體差異、組群效應及其時代變遷。研究結果表明:隨著年齡的增長,老齡化態(tài)度越來越消極,但教育水平、居住地等因素有效調節(jié)了年齡的負向作用;老齡化態(tài)度呈現(xiàn)"U"型組群效應,由于出生及兒童期的負面經(jīng)歷,1916—1935年出生的老年人的老齡化態(tài)度最為消極;1998—2014年宏觀社會經(jīng)濟環(huán)境對我國老齡化態(tài)度產(chǎn)生了"M"型時期效應。對此,當前我國迫切需要將積極老齡化提升為一項基本國策,進一步明確其概念邊界與政策意涵,營造良好的政策環(huán)境,培育積極老齡化的國民素養(yǎng),對不同個體、群體制定差異化政策,并根據(jù)時代變遷適時調整。 

【文章來源】：社會保障研究. 2020,(03)CSSCI

【文章頁數(shù)】：10 頁

【部分圖文】：

積極老齡化態(tài)度的組群效應

積極老齡化態(tài)度量表基于主成分分析方法的探索性因子分析,KMO值為0.77,共合成4個因子,累積方差貢獻率為75%,模型結果較為理想。合成的4個因子命名和解釋如下:(1)情緒表達,包括3道問題,分別是“您是不是覺得越老越不中用”“您是不是經(jīng)常感到緊張、害怕”“您是不是經(jīng)常感到孤獨”;(2)老年結果,包括3道問題,分別是“您覺得您現(xiàn)在的生活怎么樣”“您覺得您現(xiàn)在的健康狀況怎么樣”“不論遇到什么事您是不是都能想得開”;(3)老齡態(tài)度的長期性,包括1道題“您是不是覺得與年輕時一樣快活”;(4)老齡化控制,包括1道問題“您自己的事情是不是自己說了算”。因子合成結果與Sexton 等使用驗證性因子分析的研究結果基本一致[30],表明本量表具有較高的信度和效度。加權計算因子總得分后進行標準化處理的老齡化態(tài)度總水平及分年份的水平如圖1所示。過去17年中7次調查的所有樣本的老齡化態(tài)度平均為63.28,標準差為15.95,峰度和偏度分別為-0.28和0.04,呈現(xiàn)較為規(guī)整的正態(tài)分布。分年份的老齡化態(tài)度指數(shù)呈現(xiàn)明顯的波動趨勢,其中2000年、2002年、2005年、2011年的調查結果均高于平均值,而1998年、2008年和2014年的調查結果低于總體平均值,尤其是1998年和2008年的老齡化態(tài)度最為消極。由于樣本量大且樣本分布具有正態(tài)性,基本可以排除抽樣誤差因素,造成上述波動的因素可能來自國家宏觀環(huán)境。例如,1998年和2008年分別爆發(fā)了亞洲金融危機和次貸危機,經(jīng)濟形勢嚴峻,這兩年的GDP增長率都是所處時期的最低值。雖然2014年沒有發(fā)生較為明顯的經(jīng)濟危機,但自2012年開始GDP增長率跌破8%并持續(xù)下降至2014年的7.3%(8%是經(jīng)濟總量10年翻一番的最低增長率,被視為保增長的重要指標),經(jīng)歷長期高速增長而突然“破8”,在短時期內(nèi)必然對消費者信心產(chǎn)生重要沖擊。后文將對這一問題深入分析。

模型1為控制組群和時代后年齡與積極老齡化態(tài)度的回歸模型,模型結果顯示,年齡的回歸系數(shù)為-2.883,即老年人每平均增長10年(標準化年齡),其積極老齡化態(tài)度指數(shù)下降近3個標準分,且在0.1%水平上顯著,表明年齡對老齡化態(tài)度具有顯著的負向影響。模型5～模型7在引入其他控制變量后,雖然回歸系數(shù)有所下降,但顯著性仍然較強。如圖2所示,根據(jù)模型1模擬的年齡與老齡化態(tài)度預測值擬合圖更為直觀地反映了“隨著年齡的增長,老齡化態(tài)度逐年遞減”的趨勢,由65歲的74.6下降至122歲的58.2。已有研究認為,貧困、疾病發(fā)生率與年齡呈現(xiàn)明顯的“U”關系[31]。中國營養(yǎng)與健康調查數(shù)據(jù)顯示,四周發(fā)病率從嬰幼兒期逐步下降,并在20歲左右達到最低值,此后隨著年齡的增長而提高,65歲及以上老年人的發(fā)病率達到27%以上[32]。因此,相較于年輕人,老年人更易面臨收入水平總體不高、因老返貧、因病致貧等問題,其失能半失能等風險增大,對應的經(jīng)濟依賴、照護需求、宜居環(huán)境需求增加,加之我國養(yǎng)老保障體系建設滯后,老年人普遍還面臨老年生活準備不足等問題,并且隨著年齡的增加,這些矛盾可能會進一步被激化,老齡化態(tài)度必然也隨之更加消極[33]。除了HAPC模型中的年齡效應外,其他個體特征變量對老年人的老齡化態(tài)度也具有顯著的影響。模型2～模型4分別引入性別、受教育年限和居住地變量,結果表明,控制住時期和組群效應后,3個變量對老齡化態(tài)度都產(chǎn)生了顯著的正向影響。相較于女性,男性更加樂觀地看待老齡化,平均高出3.6個標準分。控制住年齡等其他變量后,性別差異仍然顯著,但影響程度明顯下降,兩者平均相差約1.3個標準分。受教育年限越高,老齡化態(tài)度越積極,平均每增加一年的教育,積極老齡化指數(shù)提高0.3～0.8個標準分。由于分析的所有樣本的受教育年限較短,平均僅為1.86年,因此群體間的差異不大。隨著義務教育政策的實施及高等教育的發(fā)展,我國公民的受教育水平有了顯著提升,對積極老齡化態(tài)度的影響程度需進一步探討。積極老齡化態(tài)度的城鄉(xiāng)差異同樣非常明顯,居住在城市的老年人(主要為非農(nóng)戶籍老年人)比居住在農(nóng)村的老年人(主要為農(nóng)業(yè)戶籍老年人)高出近4個百點。進一步引入其他控制變量后,居住地因素的影響程度也明顯削弱,但相對性別等其他個體因素,其影響程度仍然較高。

【參考文獻】：
期刊論文
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[3]人口高速老齡化的理論應對——從健康老齡化到積極老齡化[J]. 宋全成,崔瑞寧.  山東社會科學. 2013(04)
[4]新型農(nóng)村合作醫(yī)療對縣村兩級醫(yī)療價格的影響[J]. 封進,劉芳,陳沁.  經(jīng)濟研究. 2010(11)



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