城市社區(qū)高齡獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量及分類保障研究

王建云 鐘仁耀

一 問 題 的 提 出

我國人口老齡化程度持續(xù)加深，第七次全國人口普查結(jié)果顯示，到2020年11月全國60歲以上老年人口約2.64億人，約占總?cè)丝诘?8.7%。①資料來源：《第七次人口普查公告（第五號）》，國家統(tǒng)計(jì)局，2021年5月11日?！丁笆濉眹依淆g事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老體系建設(shè)規(guī)劃》 曾預(yù)計(jì)，到2020年獨(dú)居和空巢老年人將增加到1.18億人左右。②資料來源：《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”國家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老體系建設(shè)規(guī)劃的通知》，中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)站，2017年3月6日。據(jù)《中國家庭發(fā)展報(bào)告（2015）》 估計(jì)，我國僅與配偶居住的老年人占老年人口總數(shù)的 41.90%，僅老年人獨(dú)自居住的占老年人口總數(shù)的10%，約10位老年人中就有1位獨(dú)居。與農(nóng)村地區(qū)相比，城市地區(qū)老年人的獨(dú)居比例更高，更值得關(guān)注。有研究發(fā)現(xiàn)，在城市社區(qū)，獨(dú)居老年人比例約為50%，大城市中處于空巢或獨(dú)居狀態(tài)的老年人達(dá)70%以上，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村地區(qū)的37%（Wong & Leung，2012）。隨著我國社會(huì)發(fā)展和家庭結(jié)構(gòu)變遷，家庭小型化、核心化，破損家庭或不完整家庭（喪偶、未婚、離婚等）增多，獨(dú)居老年人群體不斷擴(kuò)大。計(jì)劃生育的獨(dú)生子女政策、人口流動(dòng)的分居，以及老年人與多個(gè)子女契約的輪養(yǎng)在可預(yù)見的將來加大了獨(dú)居老年人群體的規(guī)模和復(fù)雜化。此外，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)保障體系完善，老年人價(jià)值觀轉(zhuǎn)變，為追求自由和獨(dú)立而選擇獨(dú)居安排，進(jìn)一步增加了獨(dú)居老年群體的復(fù)雜化。根據(jù)以往學(xué)者的界定，獨(dú)居老年人是指沒有居住在同一住所的共同生活者的老年人，判定標(biāo)準(zhǔn)是1套房子內(nèi)晚上睡覺者僅1位老人（桂世勛，2019；戴建兵等，2017）。目前，獨(dú)居老年人既包括無子女無配偶（未婚、喪偶、離婚）老年人、無子女有配偶（失獨(dú)、未育）老年人，也包括有子女無配偶（喪偶、離婚）老年人和有子女有配偶（分居）老年人。在我國傳統(tǒng)儒家文化影響下，子女和配偶是老年人主要照料資源、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持的供給者（王磊，2019），甚至是社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的核心。不同家庭類型代表不同的照料資源、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持及社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，對獨(dú)居老年人的生命健康質(zhì)量具有非常重要的影響。

生命健康質(zhì)量涉及軀體健康、心理健康和社會(huì)適應(yīng)狀況等，既包括主觀感受，也包括客觀評價(jià)（桂世勛，2001；鄔滄萍，2002）。國內(nèi)外研究普遍認(rèn)為獨(dú)居老年人是弱勢群體，面臨生活無人照顧、經(jīng)濟(jì)困難、無法就醫(yī)和住房條件差等困境，生存質(zhì)量不高。一是獨(dú)居老年人屬于軀體健康高風(fēng)險(xiǎn)群體，軀體健康較差。與非獨(dú)居老年人相比，獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量更差，更有可能報(bào)告健康狀況不佳、視力低下、日常生活活動(dòng)困難（Kharicha,et al., 2007；秦儉，2013；楊海暉，2017），有較多的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求、生活照料需求和專業(yè)護(hù)理機(jī)構(gòu)的護(hù)理和服務(wù)需求（張震，2004；王磊，2019；Osamu,et al.，2018；Lage,et al.，2018）。而且，獨(dú)居老年人醫(yī)療可獲得性更差，由于沒有子女的監(jiān)督和提醒，缺乏健康管理，易漏服、錯(cuò)服藥，不能定期復(fù)診，治療依從性較差。此外，獨(dú)居老年人遇到突發(fā)事件和緊急情況常常因無人求助而延誤就醫(yī)，更易引起并發(fā)癥，甚至出現(xiàn)生命危險(xiǎn)（Bilotta,et al., 2010）。二是獨(dú)居老年人社會(huì)支持系統(tǒng)處于斷裂或半斷裂狀態(tài)，精神更加脆弱（Harada,et al.，2018；周建芳，2015；李月英，2017）。三是獨(dú)居老年人受年邁體弱行動(dòng)不便等健康因素以及一些經(jīng)濟(jì)因素、心理因素影響較少參加社會(huì)交往，社會(huì)適應(yīng)差（鐘仁耀，2004；張文娟、王東京，2018）。

但是，也有學(xué)者認(rèn)為獨(dú)居老年人不是弱勢群體，其生命健康質(zhì)量與非獨(dú)居老年人無差異。一是獨(dú)居是老年人的生活方式或居住安排，獨(dú)居并不意味著身體健康質(zhì)量差。澳大利亞的一項(xiàng)研究表明無配偶無子女的女性獨(dú)居老年人與其他家庭類型的老年人健康狀況沒有顯著差異（Cwikel,et al., 2006）。二是獨(dú)居并不意味著孤獨(dú)、孤立以及精神質(zhì)量差。有研究發(fā)現(xiàn)無配偶無子女的獨(dú)居老年人的孤獨(dú)感最低，反而與子女共同生活的非獨(dú)居老年人因各種矛盾表現(xiàn)為精神健康質(zhì)量最差（Umberson, et al.，2010）。三是獨(dú)居并不意味著社會(huì)參與減少。發(fā)達(dá)國家的老年人為享受自由主動(dòng)選擇獨(dú)居，他們有獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)能力，有自己的朋友圈子和積極的社會(huì)參與，定期開展健康檢查，享受休閑娛樂等，而且女性獨(dú)居老年人有較好的社會(huì)參與并積極參加志愿者活動(dòng)（Wenger,et al.，2007）。

綜上所述，學(xué)界對于獨(dú)居老年人的生命健康質(zhì)量狀況仍然存在諸多爭議。已有文獻(xiàn)多是在研究居住安排時(shí)，與非獨(dú)居老年人對比分析整個(gè)獨(dú)居老年人群體的生命健康質(zhì)量，忽視了獨(dú)居老年人群體內(nèi)部的復(fù)雜性和異質(zhì)性。本文認(rèn)為，獨(dú)居老年人內(nèi)部存在復(fù)雜性和異質(zhì)性，不同家庭類型的獨(dú)居老年人的照料資源、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持及社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)存在差異，相應(yīng)地，其生命健康質(zhì)量也存在顯著差異。因此，本文從家庭類型的角度細(xì)分獨(dú)居老年人群體，探討其生命健康質(zhì)量的異質(zhì)性，以期提高政府對獨(dú)居老年人的精準(zhǔn)關(guān)愛和分類保障，為后續(xù)不同家庭類型老年人養(yǎng)老保障研究提供理論依據(jù)。

二 研究假設(shè)與因子分析

（一）研究假設(shè)

我國著名社會(huì)學(xué)家費(fèi)孝通1983年提出了差序格局理論（費(fèi)孝通，2001），認(rèn)為我國人與人之間的關(guān)系是以家庭關(guān)系為主軸的“水波紋”狀社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，并由此反映社會(huì)關(guān)系的親疏。此后，一些學(xué)者在差序格局的基礎(chǔ)上提出血親價(jià)值論和家庭系統(tǒng)理論，即家庭中子代與父代的關(guān)系是雙向互動(dòng)的，家庭有撫育子代的功能，子代有照料和支持父代的責(zé)任（姚遠(yuǎn)，2001；王莉莉，2012）。在我國“少年夫妻老來伴”和“養(yǎng)兒防老”的家庭養(yǎng)老觀念影響下，子女和配偶是老年人的主要社會(huì)支持和重要養(yǎng)老資源的來源，為老年人提供經(jīng)濟(jì)支持、精神慰藉和社會(huì)支持，對老年人的生命健康質(zhì)量具有正向促進(jìn)作用。但是，分家改變了老年人居住方式，家庭支持減少導(dǎo)致老年人生命健康質(zhì)量下降，死亡風(fēng)險(xiǎn)提高（王磊，2019）。已有研究表明，獨(dú)居老年人的家庭支持資源越少，其生命健康質(zhì)量越差，幸福感和滿意度越低。有子女照顧的非獨(dú)居老年人的生活滿意度及生命健康質(zhì)量高于無子女的獨(dú)居老年人（王武林，2009；王磊，2019）；有配偶的高齡老年人身體更好，死亡風(fēng)險(xiǎn)更低（顧大男，2003）?？梢?，子女和配偶對老年人的生命健康質(zhì)量至關(guān)重要，尤其對家庭類型復(fù)雜的獨(dú)居老年人這一特殊群體而言更是如此。因家庭類型不同，獨(dú)居老年人的照料資源、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持及社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)存在差異，其生命健康質(zhì)量可能存在顯著差異。因此，根據(jù)以上文獻(xiàn)綜述及理論分析可知，家庭成員完整并且擁有更多家庭養(yǎng)老資源的獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量更好。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：有配偶有子女獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最好，無子女無配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最差。

H2：有配偶有子女獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最好，無子女無配偶獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最差。

H3：有配偶有子女獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)最好，無子女無配偶獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)最差。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用國家社科基金重大項(xiàng)目“未來十年我國城市老年人口居家養(yǎng)老保障體系研究”的調(diào)研數(shù)據(jù)。該課題組于2013—2015年采用四階段隨機(jī)抽樣的方式抽取成都市、呼和浩特市、大連市、廣州市和上海市等5個(gè)城市展開“中國大城市城區(qū) 70 歲及以上獨(dú)居老人狀況和需求調(diào)查”。其調(diào)查對象為：（1）70歲及以上中高齡獨(dú)居老年人（下文簡稱“獨(dú)居老年人”）；（2）6個(gè)月以上獨(dú)居生活的老年人（夜間僅1人居?。?；（3）可以正常理解和回答問卷有關(guān)問題。本次調(diào)研從5個(gè)城市的20個(gè)行政區(qū)（每市隨機(jī)抽取4個(gè)）中抽取了36個(gè)街道（每區(qū)抽2個(gè)，上海抽1個(gè)）、72個(gè)社區(qū)（每街道抽2個(gè)），在每個(gè)社區(qū)根據(jù)門牌號從前到后抽取 50 名(上海為100名)、共3 363名符合條件者作為調(diào)查對象。調(diào)查問卷包括“短表”和“長表”，對于經(jīng)由簡易精神狀態(tài)檢查量表（SPMSQ量表）測量后認(rèn)知能力得分6分及以上（總分是10分）的老年人，請他們回答“長表”。本文使用 “長表”數(shù)據(jù)，樣本量2 801個(gè)，其中成都429個(gè)、呼和浩特587個(gè)、大連593個(gè)、廣州472個(gè)和上海720個(gè)。剔除主要缺失變量后得到有效樣本數(shù)據(jù)2 752個(gè)（見表1），其中：無子女無配偶獨(dú)居老年人75人，約占2.8%；有子女無配偶獨(dú)居老年人2 273人，約占81.4%；無子女有配偶獨(dú)居老年人7人，約占0.14%；有子女有配偶獨(dú)居老年人397人，約占15.6%。本次調(diào)查使用四階段隨機(jī)抽樣方法對獨(dú)居老年人群體展開調(diào)研，樣本中不同家庭類型獨(dú)居老年人的占比在一定程度上代表某一地區(qū)獨(dú)居老年人家庭類型占比的真實(shí)情況。由于無子女有配偶獨(dú)居老年人（無生育、失獨(dú)）數(shù)量較少（僅7人，約占0.14%），難以單獨(dú)作為一類分析，因此，將此類數(shù)據(jù)刪除，最終使用樣本2 745個(gè)。信度分析Cronbach’s Alpha值為0.702＞0.7，內(nèi)部一致性較高。對主要題目因子分析的KMO值為0.774＞0.7，顯著水平為0.000，問卷的效度較好。

表1 獨(dú)居老年人分類矩陣（n=2 752）

（三）變量選擇

1.軀體健康質(zhì)量的測量。參照胡靜（2015）的研究，從軀體完好、功能正常兩方面選取健康自評、患疾病及慢性病種數(shù)、自理能力衡量獨(dú)居老人軀體健康質(zhì)量。其中，自評健康用“您覺得目前健康狀況如何”衡量，采用李克特量表打分，5=“很好”，3=“一般”，1=“不好”。患病情況用“你有哪些確診的疾病及慢性病”衡量，答案有11類，據(jù)此重新分為5=“未患病”，4=“1種疾病”，3=“2種疾病”，2=“3種疾病”，1=“3種以上疾病”。自理能力用“您目前自理能力如何”衡量，5=“能自理”，3=“部分自理”，1=“完全不能自理”。

2.精神健康質(zhì)量的測量。本文用“是否擔(dān)心未達(dá)到子女的期望（抑郁感）”、“是否經(jīng)常感到孤獨(dú)（孤獨(dú)感）”和“是否時(shí)常感到憂慮（憂慮感）”等評估精神健康質(zhì)量，由獨(dú)居老人根據(jù)自身情況打分，5=“從未感到”，3=“有時(shí)感到”，1=“經(jīng)常感到”。

3.社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量的測量。社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量從興趣愛好、參加活動(dòng)頻率、社會(huì)聯(lián)系及社會(huì)支持等方面評估（鐘森等，2016）。本文選擇生活滿意度、社區(qū)鄰里關(guān)系和社會(huì)活動(dòng)參與率作為社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量指標(biāo)，前兩者分別由“您對目前生活狀況是否滿意”、“你覺得與鄰里關(guān)系好嗎”測量，5=“很好”，3=“一般”，1=“不好”；后者由“近三個(gè)月是否參加過社區(qū)居民活動(dòng)中心、老年活動(dòng)室或中心、社區(qū)文化中心、各類老年學(xué)校和戶外或室內(nèi)健身點(diǎn)”的項(xiàng)目數(shù)衡量，5=“參加過5項(xiàng)”，3=“參加過3項(xiàng)”，1=“參加過0項(xiàng)或1項(xiàng)”。

4.家庭類型的測量。問卷中對配偶和子女情況分別設(shè)計(jì)題目，其中：對于配偶，1=有配偶，0=無配偶（喪偶/未婚/離婚）；對于子女，其數(shù)量為連續(xù)變量，取值范圍0—9。本文根據(jù)配偶和子女情況劃分家庭類型，1=無子女無配偶，2=有子女無配偶，3=有子女有配偶。

5.控制變量的選擇?？刂谱兞坑苫救丝趯W(xué)特征變量和相關(guān)社會(huì)保障變量組成，其中：人口學(xué)變量包括年齡（連續(xù)變量）、性別（1=男，0=女）、受教育程度①1982年我國文盲率由1949年的80%下降到22.81%，基本普及小學(xué)教育和義務(wù)教育（資料來源：《教育公平之路》，《南方周末》 2019年9月26日）。因此，本文選用義務(wù)教育的結(jié)點(diǎn)“高中”作為學(xué)歷分界點(diǎn)。（1=高中及以上，0=初中及以下）、收入②本文采用對應(yīng)城市最低工資作為參照系，區(qū)分獨(dú)居老年人的經(jīng)濟(jì)收入高低。2015年，上海市最低工資2 300元，廣州市最低工資1 895元，成都市最低工資1 500元，大連市最低工資1 530元，呼和浩特市最低工資1 640元。（1=高于當(dāng)?shù)刈畹凸べY，0=低于當(dāng)?shù)刈畹凸べY）；社會(huì)保障變量包括醫(yī)療保險(xiǎn)（1=有醫(yī)療保險(xiǎn)，0=無醫(yī)療保險(xiǎn)）和養(yǎng)老保險(xiǎn)（1=有養(yǎng)老保險(xiǎn)，0=無養(yǎng)老保險(xiǎn)）。

（四）生命健康質(zhì)量的因子分析

生命健康質(zhì)量的測量指標(biāo)較多，為防止共線性，更深入地分析不同家庭類型獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量，需要用因子分析法對生命健康質(zhì)量測量指標(biāo)降維。此外，因子分析方法不受量綱的影響，因子旋轉(zhuǎn)后，可得到新的因子載荷矩陣，能最大限度地保留每一維度指標(biāo)的信息，有利于對公因子進(jìn)行合理解釋。檢驗(yàn)本文樣本數(shù)據(jù)各題項(xiàng)的偏度、峰度及帶正態(tài)分布概率密度曲線的直方圖，樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布；KMO值為0.774＞0.7，Bartlett球形度檢驗(yàn)為1 080.117，P值為0.000；本文樣本量（2 745人）是變量的10倍以上。以上表明，本文數(shù)據(jù)適合做因子分析。因此，筆者采用因子分析方法，用少數(shù)公因子代替原始變量衡量獨(dú)居老人生命健康質(zhì)量。

假設(shè)有i個(gè)樣本，j個(gè)指標(biāo)，X=（X1，X2，X3，…Xi）T為隨機(jī)向量，尋找公因子F=（F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，…Fj）T，則模型：

矩陣A=（aij）為因子矩陣，aij為因子載荷，表示第i個(gè)變量在第j個(gè)因子上的載荷，也就是第i個(gè)變量在第j個(gè)公因子Fj的重要性；ε為特殊因子，指公因子以外的影響因素。

在因子載荷矩陣A中，各列元素aij的平方和記為，有：

當(dāng)某一題在相應(yīng)共同因子上的載荷小于0.5，或在兩個(gè)及兩個(gè)以上共同因子上的載荷均大于0.4時(shí)，該測量指標(biāo)應(yīng)該被刪除（吳明隆，2010：492）。據(jù)此，本文刪除了PSMS值、IADL值、迷茫感和活動(dòng)后心情等指標(biāo)。對獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量指標(biāo)進(jìn)行因子分析后發(fā)現(xiàn)，生命健康質(zhì)量因子可以提取軀體健康質(zhì)量、精神健康質(zhì)量和社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量3個(gè)潛變量因子。Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法，旋轉(zhuǎn)5次后收斂，生命健康質(zhì)量可以按照特征值大于1提取3個(gè)因子，3個(gè)因子的解釋力度分別為20.052%、18.371%和15.211%。

如表2所示，第一公因子F1載荷因子與孤獨(dú)感（0.716）、抑郁感（0.747）和憂慮感（0.526）等3項(xiàng)度量指標(biāo)相關(guān)，將F1命名為精神健康質(zhì)量因子，解釋力度約為20.05%。第二公因子F2載荷因子與自理能力（0.533）、健康自評（0.755）和疾病種數(shù)（0.842）等3項(xiàng)度量指標(biāo)相關(guān)，將F2命名為軀體健康質(zhì)量因子，解釋力度約為18.37%。第三公因子F3載荷因子與社區(qū)鄰里關(guān)系（0.751）、生活滿意度（0.598）和社會(huì)活動(dòng)參與（0.626）等3項(xiàng)指標(biāo)相關(guān)，將F3命名為社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量因子，解釋力度約為15.21%。

表2 獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量的因子載荷

三 實(shí) 證 分 析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.不同類型獨(dú)居老年人的人口學(xué)特征。如表3所示，總樣本中男性獨(dú)居老年人占32%，女性獨(dú)居老年人占68%，男性與女性之比約為1∶2；有子女有配偶獨(dú)居老年人中男性占51%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于有子女無配偶獨(dú)居老年人（占28%）和無子女無配偶獨(dú)居老年人（占24%）。獨(dú)居老年人的平均年齡為78.47歲，其中年齡最小為70歲，最大為107歲；有子女有配偶獨(dú)居老年人平均年齡為76.23歲，低于有子女無配偶獨(dú)居老年人（78.84歲）和無子女無配偶獨(dú)居老年人（78.38歲）。高中及以上學(xué)歷的獨(dú)居老年人占25%；有子女有配偶獨(dú)居老年人高中及以上學(xué)歷的比例（占42%）高于無子女無配偶獨(dú)居老年人（占17%）和有子女無配偶獨(dú)居老年人（占22%）。獨(dú)居老年人收入高于當(dāng)?shù)刈畹凸べY的比例較小，僅為40%，其中無子女無配偶獨(dú)居老年人的這一比例（占44%）高于有子女有配偶獨(dú)居老年人（占32%）和有子女無配偶獨(dú)居老年人（占39%）。八成以上獨(dú)居老年人擁有醫(yī)療保險(xiǎn)和有養(yǎng)老保險(xiǎn)，且無子女無配偶獨(dú)居老年人擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)（占89%）、醫(yī)療保險(xiǎn)（占92%）等社會(huì)保險(xiǎn)的比例高于有子女無配偶獨(dú)居老人（分別占88%、90%）和有子女有配偶獨(dú)居老年人（分別占89%、87%）。有配偶的獨(dú)居老年人占16%，無配偶的獨(dú)居老年人占84%；無子女無配偶老年人中未婚的約占6.7%、離婚的約占6.7%、喪偶的約占86.6%；有子女無配偶老年人中未婚的約占3.9%、離婚的約占5.2%、喪偶的約占90.9%。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

2.不同類型獨(dú)居老年人獨(dú)居原因分析。如表4所示，對有子女老年人獨(dú)居原因分析后發(fā)現(xiàn)，僅有15.6%的獨(dú)居老年人為追求自由而選擇獨(dú)居生活；約47.9%的獨(dú)居老年人能自理，因其子女年紀(jì)大、身體不好、經(jīng)濟(jì)狀況不佳等原因不愿意給子女添麻煩而選擇獨(dú)居；17.8%的獨(dú)居老年人因子女家住房條件有限（面積小、上下樓不方便）而獨(dú)居；9.9%的獨(dú)居老年人因與子女關(guān)系不好而選擇獨(dú)居；4.8%的獨(dú)居老年人因子女在外地工作而獨(dú)居。其中，有子女無配偶老年人獨(dú)居原因排名前三位的分別是：能自理、不想影響子女（占48.2%）、子女家住房條件有限（占18.2%）和喜歡單獨(dú)居?。ㄕ?7.2%）；有子女有配偶獨(dú)居老年人獨(dú)居原因排名前三位的分別是：能自理、不想影響子女（占43.6%）、與子女關(guān)系不好（占26.9%）和子女家住房條件有限（占15.7%）。值得注意的是，約占四分之一的有子女有配偶獨(dú)居老人因與子女的關(guān)系不好而選擇獨(dú)居。

表4 有子女獨(dú)居老年人獨(dú)居原因分析

（二）不同類型獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量比較分析

如表5所示，三類獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量存在顯著差異。從軀體健康質(zhì)量來看，三類獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量具有顯著差異（F=2.560，P＜0.05），無子女無配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最好（M=0.124），有子女有配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最差（M=-0.169）。從精神健康質(zhì)量來看，三類獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量具有顯著差異（F=1.675，P＜0.05），有子女有配偶獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最好（M=0.158），有子女無配偶獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最差（M=-0.102）。從社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量來看，三類獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量具有顯著差異（F=5.014，P＜0.01），無子女無配偶獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量最差（M=-0.603），有子女無配偶獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量最好（M=0.041）。

表5 三類獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量方差分析

（三）獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量的影響因素分析

本文分別以精神健康質(zhì)量因子、軀體健康質(zhì)量因子和社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量因子為因變量，探尋獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量的影響因素（詳見表6）。研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量與獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，子女?dāng)?shù)量越多，獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量越差，這可能與多子女父母操勞程度較高導(dǎo)致身體健康質(zhì)量下降有關(guān)。醫(yī)療保險(xiǎn)與軀體健康質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，這與以往研究結(jié)果不同，可能的解釋是城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)為自愿參保，易產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)，軀體健康質(zhì)量好的獨(dú)居老年人參保意愿低，而軀體健康質(zhì)量差的獨(dú)居老年人參保積極性較高，從而呈現(xiàn)有醫(yī)療保險(xiǎn)的獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量更低的現(xiàn)象。男性獨(dú)居老年人的軀體健康質(zhì)量高于女性。年齡與獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，年齡越大的獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量越差。受教育程度與獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，高中及以上受教育程度獨(dú)居老年人的軀體健康質(zhì)量較差，這可能與其多參加腦力勞動(dòng)而忽視身體鍛煉有關(guān)。收入水平與獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量呈正相關(guān)，收入高于當(dāng)?shù)刈畹凸べY的獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量較好。此外，對精神健康質(zhì)量研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量、男性和收入水平與獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量呈顯著正相關(guān)；受教育程度與獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān)，高中及以上學(xué)歷的獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量低于初中及以下學(xué)歷的獨(dú)居老人，這可能與具有高中及以上文化程度的獨(dú)居老年人對精神文化需求更高有關(guān)。對社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量和收入水平與獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量呈顯著正相關(guān)；男性與獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān)，這表明與女性獨(dú)居老年人相比，城市中男性獨(dú)居老年人的社會(huì)適應(yīng)能力更需要得到社會(huì)的關(guān)注。

表6 獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量影響因素分析

四 主要結(jié)論及建議

本文對獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量研究發(fā)現(xiàn)：一是獨(dú)居老年人群體內(nèi)部存在異質(zhì)性，根據(jù)家庭類型的子女和配偶兩個(gè)維度可將獨(dú)居老年人劃分為有子女有配偶獨(dú)居老年人、有子女無配偶獨(dú)居老年人、無子女有配偶獨(dú)居老年人和無子女無配偶獨(dú)居老年人。這種分類比較科學(xué)合理，由此提出未來的政策將具有更強(qiáng)的針對性、操作性。二是不同家庭類型的獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量、精神健康質(zhì)量和社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量存在顯著差異：無子女無配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最好，有子女有配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最差，假設(shè)H1不成立；有子女有配偶獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最好，有子女無配偶獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最差，假設(shè)H2不成立；無子女無配偶獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量最差，有子女無配偶獨(dú)居老年人社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量最好，假設(shè)H3不成立。三是子女?dāng)?shù)量、醫(yī)療保險(xiǎn)、性別、年齡、受教育程度和收入都對獨(dú)居老年人的生命健康質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。其中，子女?dāng)?shù)量、醫(yī)療保險(xiǎn)、性別、年齡、受教育程度和收入影響?yīng)毦永夏耆塑|體健康質(zhì)量，子女?dāng)?shù)量、性別、受教育程度和收入影響?yīng)毦永夏耆司窠】蒂|(zhì)量，子女?dāng)?shù)量、性別和收入影響?yīng)毦永夏耆松鐣?huì)適應(yīng)質(zhì)量。

本文根據(jù)差序格局理論提出的三個(gè)假設(shè)，在實(shí)證中均未得到證實(shí)，其原因值得深入探究。

1.對軀體健康質(zhì)量假設(shè)即H1不成立的原因分析。無子女無配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量最好，一方面，可能是因?yàn)槌鞘猩鐓^(qū)中無子女無配偶老年人屬于孤寡老年人，往往被納入城市居民最低生活保障救助的對象及社區(qū)重點(diǎn)關(guān)注人群，老年人經(jīng)濟(jì)困難或者軀體健康質(zhì)量變差（患病較嚴(yán)重或不能自理）時(shí)，可享受社會(huì)救助而入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)，其醫(yī)療衛(wèi)生資源、社區(qū)服務(wù)資源以及養(yǎng)老院、護(hù)理院等養(yǎng)老資源的可及性較高；另一方面，本文回歸分析發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量越多，獨(dú)居老年人軀體健康越差，因此無子女無配偶獨(dú)居老年人身體健康質(zhì)量較好也可能是由于其沒有撫養(yǎng)子女的操勞、經(jīng)濟(jì)狀況更好、更注重個(gè)人身體保養(yǎng)等等。有子女有配偶獨(dú)居老年人軀體健康質(zhì)量之所以最差，可能是因?yàn)樗麄冎心行哉急容^大（占51%），獨(dú)居前由配偶洗衣、做飯、做家務(wù)、照顧飲食起居，獨(dú)居后傾向于“湊合”過日子，飲食不規(guī)律、營養(yǎng)跟不上、吸煙酗酒等導(dǎo)致患慢性病比例增多，軀體健康質(zhì)量下降。

2.對精神健康質(zhì)量假設(shè)即H2不成立的原因分析。有子女有配偶獨(dú)居老年人精神健康質(zhì)量最好，一方面是因?yàn)檫@些老年人既享受子女和配偶的精神慰藉、感情交流，又享受舒適的私人空間和自由的生活方式；另一方面，本文回歸分析發(fā)現(xiàn)，男性的精神健康質(zhì)量更好，有子女有配偶獨(dú)居老年人中男性占比較大（占51%），他們很少緊張、敏感，往往不會(huì)把事情放在心上，其孤獨(dú)感、抑郁感和憂慮感較低，故精神健康質(zhì)量較好。有子女無配偶獨(dú)居老年人的精神健康質(zhì)量最差，一方面是由于有子女無配偶獨(dú)居老年人中女性占比較大（占72%），而女性獨(dú)居老年人心理脆弱，更易感到孤獨(dú)、產(chǎn)生情緒問題；另一方面，調(diào)研對象中有子女無配偶的獨(dú)居老年人以喪偶老年人為主（約占90.9%），喪偶帶來孤獨(dú)感、抑郁感、憂慮感等，進(jìn)而導(dǎo)致他們精神健康質(zhì)量最差。

3.對社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量假設(shè)即H3不成立的原因分析。有子女無配偶獨(dú)居老年人的社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量最好，一方面是由于有子女無配偶獨(dú)居老年人因喪偶或離異等生活面臨困難，子女會(huì)有意識地關(guān)注老年人的生活、鼓勵(lì)獨(dú)居老年人融入社區(qū)生活，并把老年人托給社區(qū)鄰里幫忙照顧，無形地增加了獨(dú)居老年人的社會(huì)適應(yīng)；另一方面，本文回歸分析發(fā)現(xiàn)，女性獨(dú)居老年人相對于男性具有更好的社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量，而有子女無配偶獨(dú)居老年人中女性占比較大（約占72%），她們有較強(qiáng)的交流愿望并希望融入社區(qū)和鄰里，對生活滿意度較高。無子女無配偶獨(dú)居老年人因缺少子女和配偶照顧，其非正式養(yǎng)老支持系統(tǒng)就處于斷裂狀態(tài)，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)較簡單、所獲取的社會(huì)資源較少；其社會(huì)參與意識較低，不愿走出家門，不愿參加社區(qū)活動(dòng)或服務(wù)，故其社會(huì)適應(yīng)質(zhì)量最差。

根據(jù)上述分析，由于獨(dú)居老年人群體的異質(zhì)性，不同家庭類型獨(dú)居老年人生命健康質(zhì)量存在差異。因此，有關(guān)部門應(yīng)探索構(gòu)建獨(dú)居老年人精準(zhǔn)關(guān)愛和分類保障的社會(huì)支持體系，通過精準(zhǔn)識別獨(dú)居老年人的軀體、精神和社會(huì)適應(yīng)等方面的生命健康質(zhì)量以及養(yǎng)老服務(wù)需求，提供更加精細(xì)化和個(gè)性化的居家養(yǎng)老服務(wù)，以提升獨(dú)居老年人的生命健康質(zhì)量。

第一，建立社區(qū)獨(dú)居老年人信息庫，分類提供社區(qū)精準(zhǔn)關(guān)愛服務(wù)。社區(qū)應(yīng)對獨(dú)居老年人的家庭類型及獨(dú)居原因摸底排查，建立完備的獨(dú)居老年人信息庫，以便分門別類地為本社區(qū)獨(dú)居老年人提供精準(zhǔn)社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)。例如，根據(jù)獨(dú)居老年人的家庭完整程度和家庭資源的多少，將獨(dú)居老年人分為有子女有配偶獨(dú)居老年人、有子女無配偶獨(dú)居老年人、無子女有配偶獨(dú)居老年人和無子女無配偶獨(dú)居老年人，對不同家庭類型的獨(dú)居老年人分類提供精神慰藉服務(wù)、醫(yī)療保健服務(wù)、社會(huì)適應(yīng)及互助養(yǎng)老服務(wù)。

第二，關(guān)注有子女有配偶獨(dú)居老年人軀體健康。首先，應(yīng)出臺家庭養(yǎng)老支持政策，調(diào)解子女與獨(dú)居老年人的家庭矛盾，幫助獨(dú)居老年人的子女承擔(dān)養(yǎng)老責(zé)任。例如，實(shí)行多代同住購房優(yōu)惠政策，如果子女購買住房接回原獨(dú)居父母同住，在購房稅費(fèi)上給予一定的扣除。此外，增加有獨(dú)居父母的異地工作子女的帶薪休假時(shí)間，保障子女帶薪探親假的落實(shí)和監(jiān)督，對不執(zhí)行的單位實(shí)行嚴(yán)格的問責(zé)或處罰，對將探親假挪作他用的子女給予一定的教育或處罰，從而保證子女真正盡到贍養(yǎng)獨(dú)居父母的責(zé)任與義務(wù)。其次，鄰居經(jīng)常敲門探望軀體健康質(zhì)量較低的有子女有配偶獨(dú)居老年人，預(yù)防和減少他們遭受意外傷害事故和突發(fā)身體疾病。最后，鼓勵(lì)子女借助科技力量掌握獨(dú)居老年人的生活及軀體健康質(zhì)量，以防止突發(fā)疾病和意外傷害事故的發(fā)生，減少“孤獨(dú)死”事件。例如，社區(qū)牽頭為有子女有配偶獨(dú)居老年人安裝緊急呼叫設(shè)備、紅外線探測儀、身體各項(xiàng)指標(biāo)檢測儀等，方便子女隨時(shí)跟蹤獨(dú)居老年人的身體健康狀況。

第三，關(guān)注有子女無配偶獨(dú)居老年人的精神健康。首先，為有子女無配偶獨(dú)居老年人提供精神慰藉服務(wù)。喪偶、離異等對有子女無配偶獨(dú)居老年人是沉重的精神打擊，致使他們情感支撐缺失，情緒會(huì)長期陷入低落，從而產(chǎn)生孤獨(dú)感、抑郁感和憂慮感。因此，應(yīng)該為喪偶、離異的獨(dú)居老年人提供有針對性的精神慰藉服務(wù)。其次，倡導(dǎo)社區(qū)鄰里與有子女無配偶獨(dú)居老年人“結(jié)對子”，幫助和鼓勵(lì)他們走出喪偶或離異之痛。最后，社區(qū)志愿者和工作人員要定期組織對他們開展社區(qū)心理輔導(dǎo)，如心理預(yù)防、心理慰藉等，幫助和引導(dǎo)這類獨(dú)居老年人走出精神困境，鼓勵(lì)其參與文體娛樂活動(dòng)，積極融入社區(qū)生活，進(jìn)而保障其精神健康質(zhì)量。

第四，關(guān)注無子女無配偶獨(dú)居老年人的社會(huì)適應(yīng)。目前，社區(qū)和社會(huì)已廣泛關(guān)注無子女無配偶獨(dú)居老年人的經(jīng)濟(jì)保障和社會(huì)保障，但相對缺少對他們的社會(huì)適應(yīng)及社會(huì)融入的研究和幫助。很多無子女無配偶獨(dú)居老年人因長期無人溝通和交流而性格孤僻，不知道如何與他人溝通和相處，社會(huì)適應(yīng)能力差，進(jìn)而影響其生命健康質(zhì)量。為解決無子女無配偶獨(dú)居老年人的社會(huì)適應(yīng)問題，首先，要引導(dǎo)無子女無配偶獨(dú)居老年人處理好鄰里關(guān)系。可通過“老伙伴計(jì)劃”等互助小組引導(dǎo)無子女無配偶老年人與鄰里溝通交流和相互幫助，增進(jìn)他們與鄰里的融洽關(guān)系，完善他們的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。其次，要鼓勵(lì)無子女無配偶獨(dú)居老年人積極提升社會(huì)參與。應(yīng)鼓勵(lì)無子女無配偶獨(dú)居老年人參與到社會(huì)活動(dòng)中去，豐富其精神文化生活。最后，要通過各種方式，做好幫扶服務(wù)，滿足無子女無配偶獨(dú)居老年人的養(yǎng)老服務(wù)需求，提高他們的生活滿意度。