社會支持對隨遷老人自評健康的影響

摘" "要：基于2017年全國流動人口動態監測調查數據（CMDS），運用二元Logistic回歸模型和二元Probit模型相互支撐檢驗，探究了社會支持對隨遷老人自評健康的影響。研究發現，社會支持對隨遷老人的自評健康狀況有顯著促進效應。這種支持一方面表現在正式支持上，包括社區公共衛生服務支持和制度支持；另一方面表現在非正式支持上，包括家庭經濟支持和社會交往支持。分特征指標研究發現，社會支持對隨遷老人自評健康的影響存在性別、戶口和流動范圍差異。因此，建議切實發揮正式支持和非正式支持對隨遷老人主觀健康的促進作用，以增進隨遷老人的健康福祉。

關鍵詞：社會支持；隨遷老人；自評健康；影響因素

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

引言

隨著異地就業人數增加和“二孩”、“三孩”政策落地，“隨遷老人”作為家庭化遷移過程中的群體，已成為我國社會發展中必然直面的問題。《“健康中國2030”規劃綱要》強調，要堅持共建共享、全民健康，堅持政府主導，動員全社會參與，解決好老年人、流動人口等重點人群的健康問題。隨遷老人兼具流動人口與老年人口的雙重弱勢特征，背景離鄉的抉擇意味著其要在陌生城市重構社會關系，學習適應城市的文化習慣，由遷移帶來的壓力會對隨遷老人的健康產生顯著影響[1]。如何緩解遷移流動帶來的社會生活壓力，進而提升隨遷老人的健康水平，是目前政府和社會密切關注的問題之一。關于社會支持的研究就是在探討社會生活壓力與個體健康狀況的關系時產生的[2]。基于不同性質的社會支持源，社會支持分為正式社會支持和非正式社會支持[3]。正式社會支持主要是由政府、機構、社區等正式組織提供的公共服務支持，非正式支持是指來自家庭、親人、朋友、同事和一些非正式組織的支持[4]。在正式社會支持對隨遷老人自評健康的影響方面，鄭研輝（2021）[5]認為，隨遷老人的健康與公共衛生服務支持密不可分，醫療保險制度支持和社區醫療衛生服務是正式支持中公共衛生服務支持的重要表現形式，對隨遷老人的自評健康狀況有顯著的改善作用。在非正式社會支持對隨遷老人健康的影響方面，段良霞（2018）[6]研究發現，與本地老年人相比，隨遷老人的非正式支持網呈現出以家庭支持為核心并且為唯一支持源的特點。由于城市居住空間的封閉性與城鄉文化的差異，隨遷老人難以獲得來自友鄰的支持，面臨著“老友遠離，新友難交”的局面，家庭支持幾乎成為隨遷老人唯一的社會支持主體。姚兆余（2010）[7]研究發現，隨遷老人通過在流入地建立新的人際關系網絡可以顯著提高其社會融入感，群際交往帶來的情感愉悅在主觀健康評價中的正向作用是明顯的。

既有研究更多關注隨遷老人在流入地的社會融入和社會適應以及由此產生的對健康的影響，較少關注社會支持與隨遷老人自評健康狀況的關系，而關于不同特征指標下社會支持對隨遷老人自評健康影響差異的研究則更少。本研究通過使用2017年全國流動人口動態監測調查數據（China Migrants Dynamic Survey，以下簡稱CMDS）考察了社會支持對隨遷老人自評健康的不同影響，并深入對比分析不同特征指標下社會支持對隨遷老人自評健康的影響差異及這種差異產生的原因，以期通過厘清社會支持與隨遷老人自評健康之間的關系，推動人口遷移流動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支持體系提供堅實的依據。

一、數據、變量和分析方法

（一）數據

全國流動人口動態監測調查數據（CMDS）由原國家衛生計生委流動人口司負責組織協調，規劃與信息司負責統計調查工作的歸口管理，中國人口與發展研究中心則負責具體執行。CMDS（2017）數據于2017年11月發布，調查范圍覆蓋31 個省（區、市）和新疆生產建設兵團，通過采用分層、多階段、與規模成比例的PPS 抽樣，對在流入地居住一個月及以上、非本區（縣、市）戶口的15 周歲及以上流入人口進行調查。

考慮到鄉城流動仍是主要的流動形式，大部分流動人口來自農村，且農村生育年齡較早，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老或照顧家庭等原因，跟隨子女離開戶籍地，在流入地生活6個月以上的50歲以上女性和55歲以上男性群體。這是比較符合我國當下隨遷老人實際情況的界定。除去在關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健康。自評健康作為一種主觀健康指標，能夠較好反映生理、心理健康狀況，是死亡率的有效預測指標[8]。本文利用CMDS（2017）問卷中“您的健康狀況如何？”測量隨遷老人的自評健康狀況，將問題選項“健康”和“基本健康”賦值為1，表示自評健康狀況良好；將“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”賦值為0，表示自評健康狀況較差。

2.自變量

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

（1）正式支持

正式支持主要通過醫療保險制度支持和社區衛生服務支持來反映。相較于是否參加醫療保險，醫療保險參保地是否在流入地直接關系到隨遷老人醫療保險的利用度，所以本文用CMDS（2017）問卷中的題項“在何處參保”測量醫療保險制度支持。對于社區衛生服務支持，用隨遷老人是否獲得流入地社區免費提供的隨訪評估和健康體檢服務衡量。

（2）非正式支持

非正式支持主要通過家庭經濟支持、社會交往支持來反映。由于家庭經濟條件會對隨遷老人的養老資源產生重要影響，為了方便計算，將家庭月平均收入取對數作為衡量隨遷老人獲得家庭經濟支持的指標；同時，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，所以本文利用社會交往支持衡量隨遷老人獲取友鄰支持的情況，社會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、婚姻狀況以及流動范圍。以往研究表明，這些變量不僅會對隨遷老人的健康自評產生影響，而且會對獲得社會支持造成影響，所以在分析時必須加以控制[9，10]。

（三）分析方法

基于數據類型，本文采用二元Logistic模型探究社會支持與自評健康之間的關系，具體表達式為：

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

其中，p表示隨遷老人自評健康狀況較好的概率，1-p表示自評健康狀況較差的概率，對p進行Logit變換，Logit（p）表示隨遷老人的自評健康；xi為可能影響自評健康狀況的一系列解釋變量；β0為常數項；βi為各解釋變量的估計系數；εi為隨機擾動項。為了使該模型更具有說服力，本文在二元Logistic回歸模型的基礎上增加二元Probit回歸進行穩健性檢驗，如果主要核心變量采用二元Probit回歸系數的正負號和顯著性沒有發生顯著變化，表明本文的估計結果穩健可信。

二、數據分析

（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、流動范圍等特征變量，分別用二元Logistic回歸模型和二元Probit模型進行檢驗，具體分析結果如下。

1.正式支持對隨遷老人自評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），流入地醫療保險支持的估計系數在5%水平上顯著為正，說明獲得流入地的醫療保險支持會對隨遷老人的自評健康產生顯著積極影響；社區衛生服務支持的估計系數在1%水平上顯著為正，說明社區衛生服務支持會對隨遷老人的自評健康產生顯著促進效應。此外，在二元Logistic回歸模型和二元Probit模型中，醫療保險制度支持和社區衛生服務支持估計系數的正負號和顯著性并沒有發生顯著變化，表明研究結果具有穩健性，正式支持對隨遷老人的自評健康有顯著促進效應。

2.非正式支持對隨遷老人自評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），家庭經濟支持的估計系數在1%水平上顯著為正，說明獲得家庭經濟支持會顯著改善隨遷老人的自評健康狀況；社會交往支持包括在流入地是否獲得社會交往對象支持和社會活動參與支持，研究表明，在流入地有除家人外的社會交往對象支持的估計系數在1%水平上顯著為正，說明獲得社會交往對象支持將會顯著提高隨遷老人自評健康狀況。同時，隨遷老人在流入地的社會活動參與支持估計系數在1%水平上顯著為正，說明流入地的社會活動參與支持將會顯著促進隨遷老人自評健康狀況的提升。此外，通過二元Logistic回歸模型和二元Probit模型進行相互支撐檢驗，發現家庭經濟支持和社會交往支持估計系數的正負號和顯著性在兩種模型中并沒有發生顯著變化，表明研究結果具有穩健性，非正式支持對隨遷老人的自評健康有顯著促進效應。

3.控制變量對隨遷老人自評健康影響的總樣本回歸分析

很多控制變量也對隨遷老人的自評健康有顯著影響。具體來說，男性隨遷老人的自評健康狀況要優于女性，受教育程度越高對自評健康產生的積極作用越大[11]，流動范圍越大自評健康狀況越好。隨遷老人在選擇遷移和遷移距離時會評估自身健康狀況，自評健康狀況越好的老年人越有可能發生遠距離遷移行為[12]。而年齡和婚姻狀況又可能導致較差的自評健康狀況，具體而言，年齡越大自評健康狀況越差。無配偶的隨遷老人自評健康要優于有配偶的隨遷老人，這可能與婚姻質量有關，婚姻質量的好壞會影響隨遷老人的健康狀況，而無配偶老人由于缺少伴侶支持，會更多地獲得子女的經濟支持、情感支持和生病照顧支持，所以自評健康狀況更好。

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

（二）隨遷老人異質性分析

通過上述分析，我們論證了社會支持對隨遷老人自評健康的積極影響，但這種影響是否存在群體差異卻依然是一個問題。基于前文所述，既有研究證明了社會支持對不同類型老年群體健康狀況的影響存在不同程度的差異。如果這一觀點成立，那么社會支持對隨遷老人自評健康的影響則存在異質性。表2從性別、戶口、流動范圍比較了社會支持對隨遷老人自評健康的不同影響，運用二元Logistic回歸模型進行分析，具體結果如下。

1.社會支持對不同性別隨遷老人自評健康的影響

由于性別感知差異，導致社會支持對男性和女性的主觀健康狀況自評的促進效應也有所差異，一般而言，物質層面的社會支持對男性自評健康的促進效應更顯著，而精神層面的社會支持對女性自評健康的促進效應更顯著。本文通過對不同性別的隨遷老人進行分樣本回歸分析，得到具體分析結果如表2中模型1所示。

從正式支持來看，正式支持對不同性別的隨遷老人自評健康的影響存在異質性。在流入地獲得社區衛生服務支持對男性和女性隨遷老人自評健康的影響都在5%水平上顯著為正，說明對不同性別隨遷老人而言，社區衛生服務支持都有利于其主觀健康自評。其主要原因在于，社區醫療衛生服務在改善慢性病患者和日常健康管理上與隨遷老人的個人護理相比更加有效，因此獲得社區醫療衛生服務支持對隨遷老人的主觀健康自評有顯著提升作用。相比之下，女性隨遷老人的醫療保險制度支持估計系數在5%水平上顯著為正，而男性隨遷老人的醫療保險制度支持估計系數并不顯著。說明獲得流入地醫療保險支持對女性隨遷老人的自評健康有顯著促進效應，但對男性隨遷老人的自評健康無顯著影響。這可能是由于，相較于女性隨遷老人，男性隨遷老人的養老保險覆蓋范圍和待遇水平都超過了女性[13]，并且描述性統計結果也表明男性隨遷老人的健康自評狀況較女性更好，這兩個因素都在一定程度上減輕了男性隨遷老人對醫療保險的依賴，所以是否獲得流入地醫療保險制度支持對男性隨遷老人自評健康無顯著影響。

從非正式支持來看，無論性別男女，家庭經濟支持估計系數均在5%水平上顯著為正，表明家庭經濟支持對男性和女性隨遷老人的自評健康均有積極影響，但對男性隨遷老人的積極影響效應更強。究其原因，在中國的傳統文化中，男性一直扮演著“經濟頂梁柱”的角色，而家庭經濟收入決定著社會經濟地位[1]。而女性更為感性，相較于經濟支持，對家庭情感支持的需求更大，所以導致相較于女性隨遷老人，家庭經濟支持對男性隨遷老人自評健康的影響更為顯著。社會交往支持包括社會交往對象支持和社會活動參與支持。就獲得除家人外的社會交往對象支持而言，女性隨遷老人社會交往對象支持的估計系數在5%水平上顯著為正，而男性隨遷老人社會交往對象支持的估計系數在10%水平上顯著為正，說明社會交往對象支持對女性隨遷老人自評健康的影響效應顯著大于男性隨遷老人。相反，雖然社會活動參與對男性和女性隨遷老人的自評健康都有顯著促進作用，但是男性隨遷老人的社會活動參與系數顯著高于女性，表明相較于女性，社會活動參與支持對男性隨遷老人自評健康的積極促進作用更顯著。導致上面兩種結果的主要原因在于，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老發生遷移，因此，男性隨遷老人參與社會活動的機會與女性相比更多，社會活動參與對自評健康帶來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，參與社會活動的機會較少，通過和家人外的朋友、鄰居進行傾訴可以緩解遷移帶來的壓力，提高其健康自評狀況。

上述分析結果證明，不同性別指標下，社會支持對隨遷老人自評健康的影響存在差異性。

2.社會支持對不同戶口隨遷老人自評健康的影響

戶籍制度的存在導致我國城鄉二元結構的形成。由于社會資源更多地向城市戶口傾斜，因此相較于農村戶口老年人，城市戶口老人可以更多地獲得社會資源的支持，其自評健康狀況更好。據我國第七次人口普查數據顯示，從流動人群的流動形式看，鄉城流動雖然仍是主要流動形式，但是城城流動人口在十年內顯著劇增，增幅高達40%[15]，可見，社會支持對不同戶口隨遷老人自評健康的影響的異質性有十分重要的現實意義。對此，本文進行了進一步的對比分析，具體分析結果如表2中模型2所示。

從正式支持來看，城市戶口隨遷老人的醫療保險制度支持和社區衛生服務支持的估計系數均不顯著，這說明是否獲得醫療保險制度支持和社區衛生服務支持，均不會對城市戶口隨遷老人的自評健康產生影響。而對農村戶口的隨遷老人來說，醫療保險制度支持和社區衛生服務支持的估計系數在1%水平上顯著為正，表明在流入地獲得醫療保險制度支持和社區衛生服務支持均會顯著提高農村戶口隨遷老人的自評健康水平。究其原因，身份和來源區域不同使其獲取的醫療保險支持和社區衛生服務支持有差異，城市戶口隨遷老人醫療資源使用上的體制障礙相較于農村戶口隨遷老人更少[16]，因此，正式支持對城市戶口自評健康的影響效應不顯著，但會顯著改善農村戶口隨遷老人自評健康狀況。

從非正式社會支持來看，無論對農村或城市隨遷老人而言，獲得家庭經濟支持均能顯著提升其自評健康狀況，但農村戶口隨遷老人的家庭經濟支持估計系數要顯著高于非農戶口隨遷老人，也就是說，社會支持對農村戶口隨遷老人自評健康的促進作用更顯著。造成這樣結果的原因可能是城市戶口的隨遷老人相較于農村戶口隨遷老人通常具有更強的經濟實力[17]，因此社會支持對農村戶口隨遷老人自評健康的促進作用更顯著。社會交往支持的不同維度對農村和城市隨遷老人的自評健康有不同程度的影響。對農村隨遷老人而言，社會交往對象的估計系數在1%水平上顯著為正，而社會活動參與不顯著；對城市隨遷老人而言，社會活動參與的估計系數在1%水平上顯著為正，而社會交往對象不顯著。這樣的數據結果表明，社會交往支持中，在流入地獲得除家人外的社會交往對象的支持對農村戶口隨遷老人的自評健康有顯著提升作用，但對城市戶口隨遷老人的自評健康沒有影響；在流入地的社會活動參與支持能顯著提升城市戶口隨遷老人的自評健康水平，但是不會對農村戶口隨遷老人的自評健康產生影響。可能的解釋是，城市戶口老年人受教育程度較高，參與社區活動的過程會讓城市戶口老年人獲得存在感和成就感，從而對其自評健康產生積極影響；而農村戶口老年人，由于語言不通、受教育程度相對較低，無法很好地參與社會活動，有除家人外的社會交往對象可以幫助排解日常生活中的壓力，對其自評健康狀況有改善作用。

總體來講，不同戶口指標下，社會支持對隨遷老人自評健康的影響存在差異性。

3.社會支持對不同流動范圍隨遷老人自評健康的影響

2021年全國七普數據顯示，跨省流動人口占總流動人口的三分之一，省內流動人口占流動人口總數的三分之二，并呈現出持續增長的態勢。在CMDS（2017）的隨遷老人中，省內流動隨遷老人占比五分之三，跨省流動隨遷老人占比五分之二。雖然省內流動隨遷老人占大多數，但跨省流動的隨遷老人仍是不可忽視的群體。一般來說，與跨省流動的隨遷老人相比，省內流動隨遷老人在流入地的社會支持獲取上會更具有優勢。為探究社會支持對不同流動范圍的隨遷老人自評健康的影響差異，本文對流動范圍進行分樣本回歸，具體結果如表2中模型3所示。

從正式支持來看，醫療保險制度支持對不同流動范圍隨遷老人的自評健康的影響均不顯著。但社區衛生服務支持的估計系數均在5%水平上顯著為正，且跨省流動隨遷老人社區衛生服務支持的估計系數比省內流動隨遷老人更高，說明社區衛生服務支持對不同流動范圍隨遷老人的自評健康均有積極影響，但是對跨省流動隨遷老人的影響更強烈。可能的解釋是，跨省流動的老年人相較于省內流動的老年人生活習慣與飲食習慣差異更大，社區衛生服務支持有利于其日常健康維護，因此社區衛生服務支持對跨省流動的隨遷老人健康自評的影響更顯著。

從非正式支持來看，不同流動范圍隨遷老人的家庭經濟支持估計系數均在1%水平上顯著為正，并且省內流動隨遷老人家庭經濟支持的估計系數更高，表明家庭經濟支持對不同流動范圍隨遷老人的自評健康均有積極影響，尤其對省內流動隨遷老人自評健康的作用效應更強烈。社會交往支持中，不同流動范圍隨遷老人的社會活動參與估計系數均在10%水平上為正，且對跨省流動隨遷老人影響效應更顯著，說明社會活動參與對不同流動范圍隨遷老人的自評健康均有積極影響，但對跨省流動隨遷老人自評健康的影響效應更強烈。可能的原因是，相較于流動范圍較小的省內流動隨遷老人，精神層面的社會活動參與相較于物質層面的經濟支持更能提高跨省流動隨遷老人的主觀健康水平[17]，因此，家庭經濟支持對省內流動隨遷老人自評健康狀況的積極影響更顯著，社會活動參與支持對跨省流動隨遷老人自評健康的促進效應更明顯。除此之外，省內流動隨遷老人社會交往對象支持的估計系數在1%水平上顯著為正，跨省流動隨遷老人社會交往對象支持的估計系數不顯著，主要原因是跨省流動隨遷老人因流動距離較遠，原戶籍的社會交往網絡斷裂，因與流入地的文化風俗差異，一時間較難獲得除家人外的友鄰支持，因此是否有社會交往對象對跨省流動隨遷老人的自評健康沒有顯著影響。但是對省內隨遷老人而言，流動距離較近，更容易適應流入地的文化、生活習慣，更容易獲得除家人外的社會交往對象支持，所以社會交往對象支持對省內流動隨遷老人自評健康有顯著積極作用。

綜上所述，不同流動范圍指標下，社會支持對隨遷老人自評健康的影響存在差異性。

三、結論與建議

本文利用2017年全國流動人口動態監測調查數據，借助二元Logistic回歸模型和二元Probit模型，實證檢驗了隨遷老社會支持與自評健康之間的關系。研究發現，第一，社會支持對隨遷老人的自評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健康狀況。第二，不同特征指標下，社會支持對隨遷老人自評健康的影響存在差異。相較于女性隨遷老人，男性隨遷老人自評健康狀況更容易受到家庭經濟支持和社會活動參與支持的影響。除性別差異外，社會支持對不同戶口的隨遷老人自評健康的影響也存在差異，相較于農村戶口隨遷老人，正式支持對城市戶口隨遷老人的自評健康沒有顯著影響，但社會活動參與支持對其自評健康的積極影響效應更顯著；同時，無論是跨省流動還是省內流動的隨遷老人，家庭經濟支持和社會活動參與支持均對其自評健康有積極影響，跨省流動隨遷老人的自評健康更容易受到社區衛生服務支持和社會活動參與支持的影響，省內流動隨遷老人的自評健康更容易受到家庭經濟支持和社會交往對象支持的影響。

通過上述研究，不但豐富并拓展了對既有關于社會支持與隨遷老人自評健康關系的認識，同時也對人口流動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意義。基于上述研究結果，本研究提出以下建議。

（一）強化正式支持的作用

一方面，政府要更加重視保障隨遷老人制度層面的權益，完善醫療保險體系，為隨遷老人搭建跨區域性的異地就醫保障體系，推動公共衛生服務均等化。另一方面，社區應當重視建立健全社區醫療衛生支持體系，專門針對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；同時，通過舉辦社區休閑娛樂活動，鼓勵隨遷老人參與社區活動，為隨遷老人建立除親緣支持外的友鄰支持，促進其社會融入，從而提高其自評健康水平。

（二）充分發揮非正式支持的作用

一方面，強化家庭支持，家人除為隨遷老人提供充分的物質支持外，還應當關注隨遷老人的精神健康，為其提供情感支持，鼓勵其在流入地發展愛好，實現自我價值。另一方面，隨遷老人自身要積極主動地適應流入地的社會角色和生活方式，多參加社會活動，盡快在流入地建立新的社會交往網絡，面對生活中的壓力，可以尋求友鄰支持，保持積極樂觀的心態。

（三）關注隨遷老人群體間的異質性，提供全方位、差別化社會支持

一方面，政府應當建立健全隨遷老人動態信息管理平臺，社區應當在該平臺上對社區內隨遷老人的數量和特征做好登記，確保數據的動態更新，以便根據隨遷老人群體間的異質性，提供差別化的有效支持。另一方面，社區可以加強社會工作者對隨遷老人工作的介入，針對不同特征的隨遷老人提供差異化的專業支持，通過“增權賦能”實踐，滿足隨遷老人在流入地被尊重的需要以及自我實現的需要，使他們得到更專業、更有針對性的服務，提高其健康福祉。

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