積極老齡化態(tài)度：個(gè)體差異、組群效應(yīng)、時(shí)代變遷

朱火云黃雪山

(1 暨南大學(xué)公共管理學(xué)院/應(yīng)急管理學(xué)院，廣東廣州，510632；2 南昌大學(xué)公共管理學(xué)院，江西南昌，330031)

由于計(jì)劃生育政策、醫(yī)療衛(wèi)生技術(shù)、子女撫養(yǎng)成本、社會觀念等因素的綜合影響，人口老齡化成為我國新時(shí)期的新國情。自1999年進(jìn)入老齡化社會以來，我國老年人口規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大，至2017年底，60歲以上老年人口絕對數(shù)量達(dá)到2.4億，占總?cè)丝诒戎氐?7.3%，比2000年高出7個(gè)百分點(diǎn)[1]。新時(shí)期我國人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分發(fā)展之間的社會矛盾具體反映到老齡群體，即為急速增長的養(yǎng)老需求與養(yǎng)老資源供給不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。人口老齡化已給老年人及其家庭帶來切實(shí)的壓力，因此，應(yīng)對人口老齡化不僅是國家長期的戰(zhàn)略任務(wù)，還是每個(gè)家庭必須面對的現(xiàn)實(shí)問題。如何有效應(yīng)對老齡化將是值得全社會思考的重大問題。如果說“未富先老”是經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后導(dǎo)致的養(yǎng)老供給不足，那么“未備先老”“慢備快老”則是消極老齡化的主觀態(tài)度導(dǎo)致的養(yǎng)老供需的結(jié)構(gòu)失衡。黨的十八大以來，我國政府在法治、政策、管理等方面都積極推進(jìn)老齡化事業(yè)，出臺了300余項(xiàng)配套措施，將工作重點(diǎn)布局在養(yǎng)老保險(xiǎn)、養(yǎng)老服務(wù)體系、醫(yī)養(yǎng)結(jié)合、長期護(hù)理保險(xiǎn)等方面。習(xí)近平總書記在黨的十九大報(bào)告中明確提出，應(yīng)積極應(yīng)對人口老齡化，構(gòu)建養(yǎng)老、孝老、敬老政策體系和社會環(huán)境，推進(jìn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合，加快老齡事業(yè)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展。這為我國積極老齡化建設(shè)奠定了堅(jiān)實(shí)的政治基礎(chǔ)和領(lǐng)導(dǎo)基礎(chǔ)。積極應(yīng)對人口老齡化應(yīng)成為破解老齡化所引發(fā)的諸多社會經(jīng)濟(jì)挑戰(zhàn)的一項(xiàng)新國策[2]。實(shí)施積極老齡化，不僅需要在基本思路及其戰(zhàn)略構(gòu)想上做好頂層設(shè)計(jì)，而且需要了解實(shí)施積極老齡化政策的民意基礎(chǔ)與輿論環(huán)境。科學(xué)有效的積極老齡化政策的制定、宣傳與實(shí)施有賴于準(zhǔn)確評估與把握對社會民眾尤其是作為政策受眾對象的老年人的老齡化態(tài)度，因而需要綜合深入分析積極老齡化態(tài)度的個(gè)體、群體差異以及不同時(shí)期的變化趨勢。老年群體如能更加積極客觀地看待老齡化過程、參與社會事務(wù)、重構(gòu)良性社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，將有助于積極老齡化政策的精準(zhǔn)制定與有效實(shí)施。

一、文獻(xiàn)回顧

無論從微觀個(gè)體還是從宏觀社會結(jié)構(gòu)來看，人口老齡化本質(zhì)上是一種自然過程，是一個(gè)中性詞。根據(jù)生命周期理論，老年期是個(gè)體生命歷程的第三或第四個(gè)階段，與未成年期和成年期共同構(gòu)成完整的生命周期[3-4]。老齡化社會的標(biāo)準(zhǔn)通常是某個(gè)國家或地區(qū)60歲及以上人口占總?cè)丝诒戎爻^10%或65歲及以上人口占比超過7%。但是在理論分析與政策實(shí)踐中，老齡化是一個(gè)被社會和歷史環(huán)境所建構(gòu)的概念，不同學(xué)科在解讀這一中性化人口概念過程中賦予了其各種特定的感情色彩。早期的老齡化理論被蘊(yùn)含著進(jìn)化論基因的生物學(xué)和心理學(xué)主導(dǎo)，散發(fā)著消極悲觀主義色彩[5]。例如，Strehler將老齡化社會定義為由于身體機(jī)能的衰退而引致的后生產(chǎn)(post-reproductive)時(shí)代[6]。

正因?yàn)榫哂薪?gòu)主義的特征，老齡化概念并非一成不變。20世紀(jì)70年代以后，理論界對老齡化的態(tài)度逐漸由消極轉(zhuǎn)向積極。在這一轉(zhuǎn)變過程中出現(xiàn)了多種積極的老齡化理論，主要包括成功老齡化(Successful Ageing)、生產(chǎn)老齡化(Productive Ageing)、健康老齡化(Healthy Ageing)和積極老齡化(Active Ageing)等。成功老齡化概念的提出最早可追溯到美國學(xué)者Rowe和Kahn于1987年在著名的《科學(xué)》雜志上發(fā)表的《人的老齡化：普遍與成功》，文章承認(rèn)消極老齡化理論中關(guān)于生物機(jī)能退化的觀點(diǎn)，但同時(shí)指出個(gè)體之間的差異性，認(rèn)為疾病和殘疾不是老年人的普遍狀態(tài)，并將成功老齡化定義為三個(gè)方面，即沒有疾病和殘疾、身體和心理機(jī)能正常、積極的社會參與[7]。與成功老齡化類似的概念為“生產(chǎn)老齡化”。該理論認(rèn)為，老齡化與生產(chǎn)力不是天然分開的，老年人缺乏生產(chǎn)力是一個(gè)虛構(gòu)的概念。如果沒有疾病和不利的社會環(huán)境，老年人與其他人一樣能夠參與生產(chǎn)與社會活動[8]。在該理論指導(dǎo)下，西方學(xué)者將研究視角轉(zhuǎn)向老年人力資源開發(fā)，并積極推動老年人再就業(yè)政策的制定與實(shí)施[9]。然而，生產(chǎn)老齡化理論出發(fā)點(diǎn)是為了緩解家庭與政府的負(fù)擔(dān)，其過度強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)性和工具性，忽視老年人的社會性及自身價(jià)值，因而被許多學(xué)者所批判[10]。健康老齡化則是對成功老齡化和生產(chǎn)老齡化的一種價(jià)值修正，雖然很多老年人因患有疾病或殘疾而使生產(chǎn)力受限甚至喪失生產(chǎn)力，但他們的老年生活仍然是成功的，這是對成功的社會價(jià)值性的批判。1987年WHO首次提出“健康老齡化”概念，旨在通過現(xiàn)代醫(yī)療技術(shù)、心理干預(yù)等手段延長生命周期中的健康周期，以提高老年人的生活質(zhì)量[11]。但是，與成功老齡化和生產(chǎn)老齡化理論一樣，健康老齡化同樣以功利主義理念為主導(dǎo)。此外，健康老齡化是基于老年人的身心需求，而非其社會權(quán)利。當(dāng)老年人無法通過上述手段達(dá)到符合社會標(biāo)準(zhǔn)的健康水平時(shí)，他們?nèi)匀豢赡鼙灰暈樯鐣呢?fù)擔(dān)[12]。

雖然成功老齡化、生產(chǎn)老齡化、健康老齡化等概念摒棄消極思想，突出成功、健康、生產(chǎn)力等關(guān)鍵詞，強(qiáng)調(diào)老年人的有用性、價(jià)值性，但實(shí)質(zhì)都是功利主義的老齡化理論。積極老齡化理論的思想淵源正是對這些老齡化理論的深化與補(bǔ)充，其實(shí)質(zhì)是將中年階段的積極狀態(tài)維持到老年階段，是一種老年人本主義理論[13]。它不僅強(qiáng)調(diào)老年人的健康和社會參與，而且主張為那些“無社會價(jià)值”的老年人提供兜底保障[14]。目前應(yīng)用范圍最廣的積極老齡化概念由WHO在2002年的報(bào)告《積極老齡化：一個(gè)政策框架》中提出，該報(bào)告對積極老齡化的政策意涵做了詳細(xì)闡述，即通過優(yōu)化健康、參與和保障的機(jī)會，提升老年人的生活質(zhì)量[15]。與此同時(shí)，2002年聯(lián)合國召開的第二次老齡問題世界大會通過了《老齡化馬德里政治宣言》和《老齡問題國際行動計(jì)劃》，自此積極老齡化開始被納入各國發(fā)展的政策框架。作為積極老齡化的信奉者和推動力量，歐盟及歐洲議會、歐洲人權(quán)委員會、歐洲企業(yè)社會責(zé)任協(xié)會等地區(qū)性的綜合及專業(yè)組織在就業(yè)、社會參與、獨(dú)立健康安全生活、積極老齡化能力和環(huán)境等方面構(gòu)建起了完善的行動綱領(lǐng)，具體包括政策倡議、實(shí)施策略、評估指標(biāo)等內(nèi)容[16]。綜合現(xiàn)有最新研究，積極老齡化內(nèi)容已擴(kuò)展至八個(gè)主要方面：(1)調(diào)整公共養(yǎng)老金政策以適應(yīng)人口老齡化、高齡化；(2)延長退休年齡及調(diào)整相關(guān)就業(yè)環(huán)境與政策；(3)改善職業(yè)養(yǎng)老金及相關(guān)福利計(jì)劃；(4)加強(qiáng)疾病治療與健康管理；(5)引導(dǎo)健康生活方式，延長健康生命周期；(6)建立智能化的無障礙環(huán)境；(7)提升長期護(hù)理及社會支持能力；(8)推進(jìn)老年社會參與，并將老年人納入政策制定主體之一[17]。老齡化理論的轉(zhuǎn)變擴(kuò)展了研究的視野，其實(shí)質(zhì)是理念的轉(zhuǎn)變，從老年歧視到平等共享，從“以需求為基礎(chǔ)”到“以權(quán)利為基礎(chǔ)”，從傾向于假定老年人是被動目標(biāo)到承認(rèn)老年人在社會生活中各方面都享有機(jī)會、平等對待的權(quán)利及責(zé)任。

基于積極老齡化的客觀政策框架，社會學(xué)和人類學(xué)學(xué)者探討了積極老齡化態(tài)度在個(gè)體微觀層次的測量與積極效果。例如，Leventhal的SRM模型(self-regulation model)的廣泛應(yīng)用為評價(jià)老齡化態(tài)度提供了一個(gè)完善的分析框架，該模型囊括了識別、起因、結(jié)果、控制等多個(gè)維度，并在此基礎(chǔ)上發(fā)展出了自評問卷及其修訂版[18]，主要關(guān)注健康與疾病。愛爾蘭老齡化追蹤調(diào)查項(xiàng)目(Irish Longitudinal Study of Ageing,TILDA)對此進(jìn)行了擴(kuò)展，涵蓋了老年健康、生活質(zhì)量等維度[19]。Barker和Sexon等學(xué)者利用TILDA項(xiàng)目構(gòu)建了老齡化態(tài)度指標(biāo)體系[20-21]。在此基礎(chǔ)上，醫(yī)學(xué)、心理學(xué)和體育學(xué)等學(xué)科的學(xué)者將老齡化態(tài)度指標(biāo)分為積極和消極兩類，并進(jìn)一步論證了兩類態(tài)度對身心健康的影響差異[22]。消極的老齡化態(tài)度對老年人的自尊自信、生活滿意度、自評健康、認(rèn)知及自理能力、社會參與等方面都產(chǎn)生顯著的消極影響[23-24]。相反，積極的老齡化態(tài)度則有助于延長健康生命周期，維持緊密的社會支持網(wǎng)絡(luò)，推進(jìn)老年人社會參與的廣度與深度[25]。

現(xiàn)有研究從多個(gè)角度探討了積極老齡化的客觀政策框架和積極老齡化主觀態(tài)度的概念、內(nèi)涵、測量指標(biāo)體系及其影響因素等，推進(jìn)了人們對老齡化的認(rèn)識，但忽視了老齡化態(tài)度影響因素的多層次性和復(fù)雜性。鑒于此，本文采用“年齡-時(shí)代-組群”(hierarchical age-period-cohort,HAPC)回歸模型，探討我國老年人積極老齡化態(tài)度的微觀與宏觀因素的互動影響，準(zhǔn)確分析老齡化態(tài)度的特點(diǎn)及發(fā)展趨勢，為構(gòu)建更加科學(xué)的積極老齡化政策體系提供支撐。

二、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

1.數(shù)據(jù)來源

本文的實(shí)證分析數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)組織實(shí)施的中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查項(xiàng)目(Chinses Longitudinal Healthy Longevity Survey,CLHLS)。人口老齡化、高齡化速度加快給我國帶來沉重的社會負(fù)擔(dān)，在此背景下，該調(diào)查項(xiàng)目旨在探索和研究人口老齡化的影響因素，為促進(jìn)國家積極應(yīng)對人口老齡化提供科學(xué)決策。調(diào)查涉及老年人口學(xué)特征、老齡化態(tài)度、家庭關(guān)系、生活自理能力、生活方式、社會和家庭支持等180多項(xiàng)內(nèi)容，較為全面地收集了老年人生活態(tài)度、社會關(guān)系和社會福利等數(shù)據(jù)信息。自1998年首次進(jìn)行基線調(diào)查以來，該項(xiàng)目分別于2000年、2002年、2005年、2008—2009年、2011—2012年、2014年和2018年完成7次追蹤訪問，覆蓋了全國22個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，調(diào)查人口約占全國總?cè)丝诘?5%。其中，1998年和2000年的兩期調(diào)查對象為80歲以上的高齡老人，2002年以后擴(kuò)展至65歲及以上老年人。為了能夠調(diào)查到足夠多的中高齡老年人，該項(xiàng)目采用多階段不等比例目標(biāo)隨機(jī)抽樣方法。同時(shí)為保證樣本的連續(xù)性與不同時(shí)點(diǎn)的可比性，2000年以后的跟蹤調(diào)查按照同性別、同年齡的原則對死亡和失訪老年人進(jìn)行遞補(bǔ)。由于2018年的調(diào)查結(jié)果還未公開，本文使用可獲得的前7輪調(diào)查數(shù)據(jù)中的85905個(gè)樣本信息，并以1998年調(diào)查樣本為基準(zhǔn)，向后刪除重復(fù)樣本，最終確定43855個(gè)有效樣本，其中，2014年的樣本量為1077個(gè)，1998年的樣本量為9093個(gè)。

2.變量選擇及操作化

(1)積極老齡化態(tài)度。隨著大型調(diào)查數(shù)據(jù)庫的建立與完善，學(xué)界開始重視積極老齡化態(tài)度(Self-Perceptions of Ageing)的概念及其操作化，并在方法、數(shù)據(jù)及結(jié)果上取得了較為一致性的認(rèn)同[26-27]。本文借鑒Sexton等構(gòu)建的測量指標(biāo)體系，并結(jié)合本研究所使用的數(shù)據(jù)庫的特點(diǎn)，構(gòu)建一套新的積極老齡化指標(biāo)體系，以此評估我國老年人的老齡化態(tài)度水平。Sexton基于TILDA，采用驗(yàn)證性因子分析方法將包含32個(gè)老齡化態(tài)度的問卷(Ageing Perceptions Questionnaire,APQ)簡化為一個(gè)包含5個(gè)維度17個(gè)問題的老齡化態(tài)度量表(B-APQ)。該量表的5個(gè)維度分別為老齡態(tài)度的長期性(timeline-chronic)、積極老齡結(jié)果(consequences-positive)、消極老齡結(jié)果(consequences-negative)、積極控制(control-positive)、消極控制(control-negative)、情緒表達(dá)(emotional representations)，各測量指標(biāo)的答案從“同意”至“不同意”設(shè)置5個(gè)等級。本研究的調(diào)查問卷與TILDA有所不同，將積極與消極化態(tài)度設(shè)置在答案中而不是問題中，即答案從“從不”(很不好)至“總是”(很好)設(shè)置5個(gè)等級。本研究的積極老齡化態(tài)度量表由CLHLS問卷中的8道問題組成，首先利用探索性因子分析對量表進(jìn)行降維并計(jì)算因子總得分，再利用線性功能效用函數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，取值范圍在[0,100]。

(2)年齡-周期-組群。為提升變量的解釋力，本文將年齡變量進(jìn)行中心化處理后再除以10。以1998年的調(diào)查年份為基準(zhǔn)，根據(jù)調(diào)查時(shí)間將樣本分為7個(gè)周期，賦值如下：1998年=1，2000年=2，2002年=3，2005年=4，2008—2009年=5，2011—2012年=6，2014年=7。此外，所有調(diào)查樣本中，出生最早的為1875年，最晚的為1949年，根據(jù)樣本的出生年份分布情況，除年齡分布兩端的群體外，每5年分為一個(gè)組群，共編碼為10個(gè)組群，分別為1875—1900、1901—1905、1906—1910、1911—1915、1916—1920、1921—1925、1926—1930、1931—1935、1936—1940、1941—1949。

(3)控制變量。本文引入了人口學(xué)特征、社會保障狀況及家庭特征等變量。其中人口學(xué)特征包括性別、民族、居住地、受教育水平、婚姻狀況等；將“老年人主要生活收入來源是否為養(yǎng)老金”作為測量社會保障狀況的指標(biāo)，設(shè)其為二分變量；家庭特征包括子女?dāng)?shù)量、居民狀況等。

(二)理論模型

盡管老齡化觀念存在顯著的個(gè)體差異，但普遍認(rèn)為特定年齡、時(shí)代及組群內(nèi)部的老齡化觀念具有群體共性，呈現(xiàn)多層次結(jié)構(gòu)特征。經(jīng)典的OLS回歸適用于單層次結(jié)構(gòu)分析，忽視了個(gè)體、時(shí)代、組群等不同層次的因素對老齡化觀念的互助影響[28]。為了解決模型的識別問題(identification problem)，本文采用多層次“年齡-時(shí)代-組群”(hierarchical age-period-cohort,HAPC)回歸模型，該模型是由Yang和Land于2006年首次提出的，是近年來得到廣泛應(yīng)用的一種新型方法[29]。鑒于每個(gè)樣本個(gè)體同時(shí)被嵌入特定組群和時(shí)代，HAPC回歸模型將組群與時(shí)代視為比個(gè)體更高層次的變量，并把它們納入一個(gè)整體模型進(jìn)行分析。根據(jù)這一思想，本研究可以建立一個(gè)兩層次的回歸模型：第一層為基于固定效應(yīng)的個(gè)體微觀層次，第二層為基于隨機(jī)效應(yīng)的組群與時(shí)代的宏觀層次。

第一層次：

(1)

其中，ageing表示積極老齡化態(tài)度指數(shù)，為連續(xù)變量，age表示調(diào)查對象的標(biāo)準(zhǔn)化年齡，gender為性別(男性=1，女性=0)；p為所有個(gè)體層次的影響變量的個(gè)數(shù)；X為受教育年限、婚姻狀況等其他變量、協(xié)變量的矢量，包括年齡與性別、年齡與受教育年限、年齡與居住地的交互項(xiàng)。在公式(1)中，截距項(xiàng)β0jk為平均年齡參照組在第j年第k組的積極老齡化態(tài)度指數(shù)。

第二層次：

β0jk=π0+t0j+c0k

(2)

β3jk=π3+t3j+c3k

(3)

公式(2)是隨機(jī)截距項(xiàng)的回歸方程，表示不同時(shí)代、組群的老齡化態(tài)度指數(shù)均值差異。π0表示個(gè)體層次中所有變量值為0時(shí)的期望均值；t0j表示總時(shí)代效應(yīng)；c0k表示總組群效應(yīng)。公式(3)用于檢驗(yàn)不同時(shí)代積極老齡化態(tài)度在城鄉(xiāng)之間的差異。同時(shí)本文采用Schwarz的BIC(Bayesian information Criterion)指數(shù)檢測模型的擬合優(yōu)度。

三、結(jié)果分析

(一)樣本分布及變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1為1998—2014年所有調(diào)查樣本(刪除連續(xù)兩次及以上參加調(diào)查的追蹤樣本)的分布表及各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。其中性別、居住地、婚姻狀況、民族、主要生活來源、退休前職業(yè)、居住狀況等均為二分變量。由表1可知，調(diào)查樣本中以女性、非在婚(包括喪偶、離婚、未婚)、與家人居住(包括配偶和子女)，以及主要依賴家庭贍養(yǎng)的老年人為主，樣本的城鄉(xiāng)占比較為均衡。受教育年限普遍較低，平均僅為1.86年，其是否會影響老年人的老齡化態(tài)度有待后文考證。

表1 樣本分布及描述性統(tǒng)計(jì)(N=43855)

(二)實(shí)證結(jié)果分析

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(gè)因子，累積方差貢獻(xiàn)率為75%，模型結(jié)果較為理想。合成的4個(gè)因子命名和解釋如下：(1)情緒表達(dá)，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(dú)”；(2)老年結(jié)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(shí)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(jié)果與Sexton 等使用驗(yàn)證性因子分析的研究結(jié)果基本一致[30]，表明本量表具有較高的信度和效度。加權(quán)計(jì)算因子總得分后進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)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(diào)查的所有樣本的老齡化態(tài)度平均為63.28，標(biāo)準(zhǔn)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。

圖1 分年份的老齡化態(tài)度水平

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(diào)查結(jié)果均高于平均值，而1998年、2008年和2014年的調(diào)查結(jié)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(jī)和次貸危機(jī)，經(jīng)濟(jì)形勢嚴(yán)峻，這兩年的GDP增長率都是所處時(shí)期的最低值。雖然2014年沒有發(fā)生較為明顯的經(jīng)濟(jì)危機(jī)，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(jì)總量10年翻一番的最低增長率，被視為保增長的重要指標(biāo))，經(jīng)歷長期高速增長而突然“破8”，在短時(shí)期內(nèi)必然對消費(fèi)者信心產(chǎn)生重要沖擊。后文將對這一問題深入分析。

為進(jìn)一步深入探討老齡化態(tài)度的變化及影響因素，本文將年齡、組群、時(shí)代等不同層次的變量納入統(tǒng)一的多層次線性模型中，較好地解決了變量間的互嵌關(guān)系。如表2所示，本文采用逐步回歸的策略，逐個(gè)將變量引入模型，共構(gòu)建了7個(gè)回歸模型。模型1～模型4分別引入年齡、性別、居住地、受教育年限等個(gè)體特征變量；模型5在此基礎(chǔ)上引入年齡與其他3個(gè)變量的交互項(xiàng)；模型6進(jìn)一步引入了主要生活來源、退休前職業(yè)、子女?dāng)?shù)量、居住模式等社會經(jīng)濟(jì)、家庭特征變量；模型7則是全模型，且在隨機(jī)效應(yīng)模式中引入了城鄉(xiāng)變量，以驗(yàn)證不同時(shí)期積極老齡化態(tài)度的城鄉(xiāng)差異。模型的BIC指數(shù)隨著變量的逐步引入而下降，表明新增變量使模型的擬合得到優(yōu)化。

表2 積極老齡化態(tài)度的HAPC效應(yīng)

注：*表示p<0.05,**表示p<0.01,***表示p<0.001。

1.積極老齡化態(tài)度的個(gè)體差異

模型1為控制組群和時(shí)代后年齡與積極老齡化態(tài)度的回歸模型，模型結(jié)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(biāo)準(zhǔn)化年齡)，其積極老齡化態(tài)度指數(shù)下降近3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(fù)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(qiáng)。如圖2所示，根據(jù)模型1模擬的年齡與老齡化態(tài)度預(yù)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(rèn)為，貧困、疾病發(fā)生率與年齡呈現(xiàn)明顯的“U”關(guān)系[31]。中國營養(yǎng)與健康調(diào)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(dá)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(dá)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(fēng)險(xiǎn)增大，對應(yīng)的經(jīng)濟(jì)依賴、照護(hù)需求、宜居環(huán)境需求增加，加之我國養(yǎng)老保障體系建設(shè)滯后，老年人普遍還面臨老年生活準(zhǔn)備不足等問題，并且隨著年齡的增加，這些矛盾可能會進(jìn)一步被激化，老齡化態(tài)度必然也隨之更加消極[33]。

圖2 積極老齡化態(tài)度的年齡效應(yīng)

除了HAPC模型中的年齡效應(yīng)外，其他個(gè)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(jié)果表明，控制住時(shí)期和組群效應(yīng)后，3個(gè)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)分?？刂谱∧挲g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(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)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(wù)教育政策的實(shí)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(jìn)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(gè)百點(diǎn)。進(jìn)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(gè)體因素，其影響程度仍然較高。

模型5在前面模型的基礎(chǔ)上引入年齡與性別、受教育年限、居住地的交互項(xiàng)。其中只有年齡與受教育年限的交互項(xiàng)顯著，且回歸系數(shù)為-0.09，表明受教育年限調(diào)節(jié)了年齡對老齡化態(tài)度的負(fù)向影響。在引入其他控制變量后，回歸系數(shù)微降至-0.084，且仍然在0.1%的水平上顯著，表明受教育年限對年齡的調(diào)節(jié)作用比較穩(wěn)健。模型6在模型5的基礎(chǔ)上引入其他個(gè)體及家庭特征變量。除了年齡與受教育年限的交互效應(yīng)繼續(xù)顯著外，年齡與居住地的交互項(xiàng)也在1%的水平上顯著，且回歸系數(shù)為正，表明相比農(nóng)村老年人，城鎮(zhèn)老年人的老齡化態(tài)度與年齡具有正向關(guān)系。其余新引入的個(gè)體特征變量都在99%的置信水平上顯著。其中，漢族老年人相比少數(shù)民族老年人更加積極樂觀。在婚有配偶的老年人、與家人居住的老年人比無配偶的(包括喪偶、離婚、分居和未婚者)獨(dú)居老年人更為積極樂觀，同時(shí)子女?dāng)?shù)量與老齡化態(tài)度具有顯著的正相關(guān)關(guān)系?？赡艿慕忉屖桥渑己妥优谛睦眍A(yù)期和實(shí)際中解除了老年人的后顧之憂，因此與家人居住的老年人普遍更為積極。主要生活來源為養(yǎng)老金的老年人比其他老年人更為積極樂觀，平均高于3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分。相對于子女的供養(yǎng)，養(yǎng)老金收入更為穩(wěn)定可靠，領(lǐng)取養(yǎng)老金的老年人在經(jīng)濟(jì)上更加獨(dú)立，這有利于融洽代際關(guān)系、促進(jìn)社會參與及提升生活滿意度[34]。類似的，國有單位的退休老年人，由于其養(yǎng)老金收入、社會聲望等各方面條件都比較優(yōu)越，相比其他老年人更加積極看待老齡化。

2.積極老齡化態(tài)度的組群效應(yīng)

除了年齡效應(yīng)，HAPC模型將組群與時(shí)期變量引入其中，如表2所示，模型1～模型4只將單個(gè)變量引入隨機(jī)模型，模型5～模型7進(jìn)一步引入其他控制變量。結(jié)果表明，在引入多個(gè)控制變量后，老齡化態(tài)度的組群效應(yīng)并不顯著，表明積極老齡化態(tài)度的組群效應(yīng)無明顯線性變化特征。圖3確認(rèn)了組群與老齡化態(tài)度的非線性關(guān)系，即“U”型關(guān)系：1916—1935年出生的老年人的老齡化態(tài)度最為消極，在此之前及之后出生的老年人的老齡化態(tài)度指數(shù)相對較高。這可能是由于這一時(shí)期出生的人經(jīng)歷了中國歷史上一段較為坎坷的階段。而當(dāng)改革開放在中國拉開序幕時(shí)，他們卻達(dá)到法定退休年齡，逐漸退出勞動力市場，分享社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果有限。已有很多研究證實(shí)，生命歷程早期所經(jīng)歷的諸如貧困、蕭條、瘟疫、重大自然災(zāi)害及社會經(jīng)濟(jì)或政治事件對晚年的認(rèn)知水平、疾病、社會態(tài)度等具有顯著的負(fù)面影響[35-36]。1910年以前以及1940年以后出生的組群的老齡化態(tài)度指數(shù)相對較高，前者經(jīng)歷與1916—1935年出生的人類似的事件的時(shí)間在兒童期以后，后者則在26～36歲經(jīng)歷重大政治事件，影響相對兒童期較小。

圖3 積極老齡化態(tài)度的組群效應(yīng)

3.積極老齡化態(tài)度的時(shí)代變遷

如表2所示，與組群效應(yīng)類似，在引入多個(gè)控制變量以后，老齡化態(tài)度的時(shí)期效應(yīng)變得不顯著。如圖1所示，在未引入控制變量前，分年份的老齡化態(tài)度呈現(xiàn)“M”型，分別在1998年、2008年和2014年出現(xiàn)周期性低谷，這與三個(gè)時(shí)點(diǎn)的特殊經(jīng)濟(jì)事件有關(guān)。在控制年齡與組群效應(yīng)后，基于模型1刻畫的圖4再次確認(rèn)了兩者之間的非線性關(guān)系。1998年和2008年的老齡化態(tài)度在所有調(diào)查年份中居于最低水平，而在2000年和2011年出現(xiàn)了兩次高峰。為進(jìn)一步探討可能的致因，本文引入“一致指數(shù)”(Coincidence Index,CI)。國家統(tǒng)計(jì)局下設(shè)的中國經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測中心構(gòu)建了一套指示我國經(jīng)濟(jì)動向的景氣指標(biāo)體系，一致指數(shù)是其中的重要指標(biāo)。它與消費(fèi)者信心指數(shù)(Consumer Confidence Index,CCI)類似，但相比后者的一維主觀性測量，一致指數(shù)包括了生產(chǎn)、就業(yè)、收入分配、需求等多維面項(xiàng)，綜合反映總體社會經(jīng)濟(jì)變動情況。由于一致指數(shù)按月發(fā)布，考慮到CLHLS項(xiàng)目的時(shí)滯性，本文基本采用調(diào)查當(dāng)年6月份的一致指數(shù)，但2008—2009年、2011—2012年的調(diào)查分別采用2009年和2012年1月份的數(shù)據(jù)。如圖4所示，老齡化態(tài)度指數(shù)與一致指數(shù)的波動趨勢幾乎完全一致，兩者的Pearson相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.76(p=0.047)。因此可以認(rèn)為，老齡化態(tài)度顯著受到宏觀社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，呈現(xiàn)與宏觀社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境相一致的變化趨勢。

圖4 積極老齡化態(tài)度的時(shí)期效應(yīng)

模型7同時(shí)將居住地變量引入時(shí)期效應(yīng)模型中，以驗(yàn)證不同時(shí)期老齡化態(tài)度在城鄉(xiāng)之間的差異，但結(jié)果并不顯著。雖然城鄉(xiāng)間老年人的老齡化態(tài)度呈現(xiàn)明顯差異，即城鎮(zhèn)老年人比農(nóng)村老年人的老齡化態(tài)度更加積極，然而這一城鄉(xiāng)差異并不隨時(shí)代的變遷而變化。

四、結(jié)論與政策啟示

在我國老年人口不斷增多、人口老齡化持續(xù)加劇的背景下，可將積極老齡化用于實(shí)踐政策框架中。新修訂的《中華人民共和國老年人權(quán)益保障法》、黨的十九大報(bào)告、《“十三五”國家老齡事業(yè)發(fā)展與養(yǎng)老體系建設(shè)規(guī)劃》等法律及文件都強(qiáng)調(diào)將“積極應(yīng)對人口老齡化”視作一項(xiàng)“長期戰(zhàn)略任務(wù)”。了解老年人的老齡化態(tài)度是科學(xué)制定和有效實(shí)施積極老齡化政策的重要前提。本文借助CLHLS數(shù)據(jù)庫，構(gòu)建多層次“年齡-時(shí)代-組群”模式(HAPC)，分析我國老年人積極老齡化態(tài)度的個(gè)體差異、組群效應(yīng)和時(shí)代變遷趨勢。研究發(fā)現(xiàn)，我國老年人的老齡化態(tài)度指數(shù)為63.28，處于居中水平，是個(gè)體、組群及時(shí)代等多重層次因素綜合影響的結(jié)果。第一，老齡化態(tài)度的個(gè)體差異顯著，人力資本、家庭資本和社會資本較高的老年人的老齡化態(tài)度更加積極。隨著年齡的增長，老年人面臨收入、健康、精神等多維度貧困風(fēng)險(xiǎn)，老齡化態(tài)度也更加趨于消極，但是受教育水平、居住地等因素有效調(diào)節(jié)了年齡的負(fù)向影響。除了年齡差異，性別、婚姻狀況、受教育水平、居住地、職業(yè)、主要收入來源、子女?dāng)?shù)量等個(gè)體及家庭特征也對老年人的老齡化態(tài)度產(chǎn)生顯著影響。文化水平高、有養(yǎng)老金等穩(wěn)定收入來源的老人的人力資本和社會資本較高，配偶健在且子女多的老人家庭資本較高，他們的態(tài)度都更加積極。第二，老齡化態(tài)度呈現(xiàn)“U”型組群效應(yīng)。雖然模型中組群與積極老齡化態(tài)度未表現(xiàn)出明顯的線性關(guān)系，但通過雙變量圖形分析發(fā)現(xiàn)，兩者呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，1916—1935年出生的老年人的積極老齡化態(tài)度相對其他組群更低，這可能與其經(jīng)歷的特殊歷史事件有關(guān)。這一代人的出生及兒童期是我國歷史上積貧積弱的時(shí)期，而且至退休前，各種自然災(zāi)害、社會事件對這代人的老齡化態(tài)度產(chǎn)生了顯著的消極影響。眾多實(shí)證研究為本文的研究結(jié)論提供了經(jīng)驗(yàn)支持。第三，積極老齡化態(tài)度具有顯著的“M”型時(shí)期效應(yīng)。與老齡化態(tài)度的組群效應(yīng)不同，時(shí)代效應(yīng)主要受當(dāng)期的宏觀社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響。1998年和2008年分別爆發(fā)了亞洲金融危機(jī)和次貸危機(jī)，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到較大沖擊。雖然2014年并未出現(xiàn)類似突發(fā)事件，但我國當(dāng)時(shí)正經(jīng)歷由高速增長向經(jīng)濟(jì)增長新常態(tài)的轉(zhuǎn)型，社會經(jīng)濟(jì)預(yù)期水平回落，相應(yīng)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期增加。因此這三個(gè)時(shí)期的老齡化態(tài)度相對較為消極。

基于以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為，未來我國積極老齡化政策與行動應(yīng)集中于以下四個(gè)方面。一是將積極老齡化的定位由長期的戰(zhàn)略任務(wù)提升至一項(xiàng)基本國策。基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會變遷、人口結(jié)構(gòu)調(diào)整的新形勢，提出積極應(yīng)對人口老齡化的戰(zhàn)略構(gòu)想，進(jìn)一步明確積極老齡化的概念內(nèi)容和政策意涵，制定積極老齡化政策綱領(lǐng)及推進(jìn)議程。從長期性、綜合性、全局性、前瞻性、戰(zhàn)略性高度切實(shí)統(tǒng)籌規(guī)劃，并協(xié)調(diào)相關(guān)配套措施，做好頂層設(shè)計(jì)。二是針對個(gè)體、組群、時(shí)期的差異采取分步、分類的方法制定和實(shí)施積極老齡化政策。在積極老齡化戰(zhàn)略頂層設(shè)計(jì)基礎(chǔ)上，根據(jù)社會成員的特征制定差別化的實(shí)施策略。如在老齡化初始階段，中低齡老年人的自理能力雖然與其他人無明顯差異，但他們還不適應(yīng)老齡化過程，積極老齡化政策應(yīng)做好由非老年向老年轉(zhuǎn)變的銜接工作，如積極開發(fā)公益崗、開展互助養(yǎng)老、促進(jìn)老年人參與社區(qū)服務(wù)、推動老年人再就業(yè)等，重構(gòu)老年人的社會支持網(wǎng)絡(luò)，及時(shí)對其進(jìn)行心理輔導(dǎo)。目前，1935年以后出生的人群剛步入老齡階段，是老年人的主力軍，約占65歲以上老年人口總數(shù)的65%，是未來我國積極老齡化政策實(shí)施的重點(diǎn)對象。對于高齡老年人，需要加強(qiáng)健康管理、醫(yī)療照護(hù)與精神陪伴。隨著積極老齡化觀念的深入與實(shí)務(wù)的推進(jìn)，積極老齡化政策應(yīng)適時(shí)調(diào)整，以適應(yīng)老年人特征。三是完善養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會保障制度，建立護(hù)理保險(xiǎn)和制度化互助養(yǎng)老服務(wù)體系，構(gòu)建完善的積極老齡化配套政策體系，解除包括老年人在內(nèi)的全體社會成員在收入保障、健康服務(wù)、情感支持等方面的后顧之憂，提升未來預(yù)期。四是加強(qiáng)積極老齡化政策的宣傳。普及人口科學(xué)知識，讓社會廣泛認(rèn)識到老齡化這一挑戰(zhàn)的嚴(yán)峻性和迫切性。培育包括老年人在內(nèi)的所有社會成員的積極老齡化觀念和素養(yǎng)，形成良好的社會氛圍與政策共識，為順利、高效實(shí)施積極老齡化政策奠定重要的輿論基礎(chǔ)和營造良好的社會環(huán)境。