积极老龄化态度:个体差异、组群效应、时代变迁
发布时间：2021-08-22 00:05
基于积极老龄化理论,利用CLHLS数据构建积极老龄化态度的HAPC回归模型,将个体微观数据嵌入宏观社会经济环境,探讨了积极老龄化态度的个体差异、组群效应及其时代变迁。研究结果表明:随着年龄的增长,老龄化态度越来越消极,但教育水平、居住地等因素有效调节了年龄的负向作用;老龄化态度呈现"U"型组群效应,由于出生及儿童期的负面经历,1916—1935年出生的老年人的老龄化态度最为消极;1998—2014年宏观社会经济环境对我国老龄化态度产生了"M"型时期效应。对此,当前我国迫切需要将积极老龄化提升为一项基本国策,进一步明确其概念边界与政策意涵,营造良好的政策环境,培育积极老龄化的国民素养,对不同个体、群体制定差异化政策,并根据时代变迁适时调整。
【文章来源】：社会保障研究. 2020,(03)CSSCI
【文章页数】：10 页
【部分图文】：
积极老龄化态度的组群效应
积极老龄化态度量表基于主成分分析方法的探索性因子分析,KMO值为0.77,共合成4个因子,累积方差贡献率为75%,模型结果较为理想。合成的4个因子命名和解释如下:(1)情绪表达,包括3道问题,分别是“您是不是觉得越老越不中用”“您是不是经常感到紧张、害怕”“您是不是经常感到孤独”;(2)老年结果,包括3道问题,分别是“您觉得您现在的生活怎么样”“您觉得您现在的健康状况怎么样”“不论遇到什么事您是不是都能想得开”;(3)老龄态度的长期性,包括1道题“您是不是觉得与年轻时一样快活”;(4)老龄化控制,包括1道问题“您自己的事情是不是自己说了算”。因子合成结果与Sexton 等使用验证性因子分析的研究结果基本一致[30],表明本量表具有较高的信度和效度。加权计算因子总得分后进行标准化处理的老龄化态度总水平及分年份的水平如图1所示。过去17年中7次调查的所有样本的老龄化态度平均为63.28,标准差为15.95,峰度和偏度分别为-0.28和0.04,呈现较为规整的正态分布。分年份的老龄化态度指数呈现明显的波动趋势,其中2000年、2002年、2005年、2011年的调查结果均高于平均值,而1998年、2008年和2014年的调查结果低于总体平均值,尤其是1998年和2008年的老龄化态度最为消极。由于样本量大且样本分布具有正态性,基本可以排除抽样误差因素,造成上述波动的因素可能来自国家宏观环境。例如,1998年和2008年分别爆发了亚洲金融危机和次贷危机,经济形势严峻,这两年的GDP增长率都是所处时期的最低值。虽然2014年没有发生较为明显的经济危机,但自2012年开始GDP增长率跌破8%并持续下降至2014年的7.3%(8%是经济总量10年翻一番的最低增长率,被视为保增长的重要指标),经历长期高速增长而突然“破8”,在短时期内必然对消费者信心产生重要冲击。后文将对这一问题深入分析。
模型1为控制组群和时代后年龄与积极老龄化态度的回归模型,模型结果显示,年龄的回归系数为-2.883,即老年人每平均增长10年(标准化年龄),其积极老龄化态度指数下降近3个标准分,且在0.1%水平上显著,表明年龄对老龄化态度具有显著的负向影响。模型5～模型7在引入其他控制变量后,虽然回归系数有所下降,但显著性仍然较强。如图2所示,根据模型1模拟的年龄与老龄化态度预测值拟合图更为直观地反映了“随着年龄的增长,老龄化态度逐年递减”的趋势,由65岁的74.6下降至122岁的58.2。已有研究认为,贫困、疾病发生率与年龄呈现明显的“U”关系[31]。中国营养与健康调查数据显示,四周发病率从婴幼儿期逐步下降,并在20岁左右达到最低值,此后随着年龄的增长而提高,65岁及以上老年人的发病率达到27%以上[32]。因此,相较于年轻人,老年人更易面临收入水平总体不高、因老返贫、因病致贫等问题,其失能半失能等风险增大,对应的经济依赖、照护需求、宜居环境需求增加,加之我国养老保障体系建设滞后,老年人普遍还面临老年生活准备不足等问题,并且随着年龄的增加,这些矛盾可能会进一步被激化,老龄化态度必然也随之更加消极[33]。除了HAPC模型中的年龄效应外,其他个体特征变量对老年人的老龄化态度也具有显著的影响。模型2～模型4分别引入性别、受教育年限和居住地变量,结果表明,控制住时期和组群效应后,3个变量对老龄化态度都产生了显著的正向影响。相较于女性,男性更加乐观地看待老龄化,平均高出3.6个标准分。控制住年龄等其他变量后,性别差异仍然显著,但影响程度明显下降,两者平均相差约1.3个标准分。受教育年限越高,老龄化态度越积极,平均每增加一年的教育,积极老龄化指数提高0.3～0.8个标准分。由于分析的所有样本的受教育年限较短,平均仅为1.86年,因此群体间的差异不大。随着义务教育政策的实施及高等教育的发展,我国公民的受教育水平有了显著提升,对积极老龄化态度的影响程度需进一步探讨。积极老龄化态度的城乡差异同样非常明显,居住在城市的老年人(主要为非农户籍老年人)比居住在农村的老年人(主要为农业户籍老年人)高出近4个百点。进一步引入其他控制变量后,居住地因素的影响程度也明显削弱,但相对性别等其他个体因素,其影响程度仍然较高。
【参考文献】：
期刊论文
[1]从新国情到新国策:积极应对人口老龄化的战略思考[J]. 陆杰华,郭冉. 国家行政学院学报. 2016(05)
[2]国际视野中的积极老龄化研究[J]. 刘文,焦佩. 中山大学学报(社会科学版). 2015(01)
[3]人口高速老龄化的理论应对——从健康老龄化到积极老龄化[J]. 宋全成,崔瑞宁. 山东社会科学. 2013(04)
[4]新型农村合作医疗对县村两级医疗价格的影响[J]. 封进,刘芳,陈沁. 经济研究. 2010(11)
本文编号：3356589
【文章来源】：社会保障研究. 2020,(03)CSSCI
【文章页数】：10 页
【部分图文】：
积极老龄化态度的组群效应
积极老龄化态度量表基于主成分分析方法的探索性因子分析,KMO值为0.77,共合成4个因子,累积方差贡献率为75%,模型结果较为理想。合成的4个因子命名和解释如下:(1)情绪表达,包括3道问题,分别是“您是不是觉得越老越不中用”“您是不是经常感到紧张、害怕”“您是不是经常感到孤独”;(2)老年结果,包括3道问题,分别是“您觉得您现在的生活怎么样”“您觉得您现在的健康状况怎么样”“不论遇到什么事您是不是都能想得开”;(3)老龄态度的长期性,包括1道题“您是不是觉得与年轻时一样快活”;(4)老龄化控制,包括1道问题“您自己的事情是不是自己说了算”。因子合成结果与Sexton 等使用验证性因子分析的研究结果基本一致[30],表明本量表具有较高的信度和效度。加权计算因子总得分后进行标准化处理的老龄化态度总水平及分年份的水平如图1所示。过去17年中7次调查的所有样本的老龄化态度平均为63.28,标准差为15.95,峰度和偏度分别为-0.28和0.04,呈现较为规整的正态分布。分年份的老龄化态度指数呈现明显的波动趋势,其中2000年、2002年、2005年、2011年的调查结果均高于平均值,而1998年、2008年和2014年的调查结果低于总体平均值,尤其是1998年和2008年的老龄化态度最为消极。由于样本量大且样本分布具有正态性,基本可以排除抽样误差因素,造成上述波动的因素可能来自国家宏观环境。例如,1998年和2008年分别爆发了亚洲金融危机和次贷危机,经济形势严峻,这两年的GDP增长率都是所处时期的最低值。虽然2014年没有发生较为明显的经济危机,但自2012年开始GDP增长率跌破8%并持续下降至2014年的7.3%(8%是经济总量10年翻一番的最低增长率,被视为保增长的重要指标),经历长期高速增长而突然“破8”,在短时期内必然对消费者信心产生重要冲击。后文将对这一问题深入分析。
模型1为控制组群和时代后年龄与积极老龄化态度的回归模型,模型结果显示,年龄的回归系数为-2.883,即老年人每平均增长10年(标准化年龄),其积极老龄化态度指数下降近3个标准分,且在0.1%水平上显著,表明年龄对老龄化态度具有显著的负向影响。模型5～模型7在引入其他控制变量后,虽然回归系数有所下降,但显著性仍然较强。如图2所示,根据模型1模拟的年龄与老龄化态度预测值拟合图更为直观地反映了“随着年龄的增长,老龄化态度逐年递减”的趋势,由65岁的74.6下降至122岁的58.2。已有研究认为,贫困、疾病发生率与年龄呈现明显的“U”关系[31]。中国营养与健康调查数据显示,四周发病率从婴幼儿期逐步下降,并在20岁左右达到最低值,此后随着年龄的增长而提高,65岁及以上老年人的发病率达到27%以上[32]。因此,相较于年轻人,老年人更易面临收入水平总体不高、因老返贫、因病致贫等问题,其失能半失能等风险增大,对应的经济依赖、照护需求、宜居环境需求增加,加之我国养老保障体系建设滞后,老年人普遍还面临老年生活准备不足等问题,并且随着年龄的增加,这些矛盾可能会进一步被激化,老龄化态度必然也随之更加消极[33]。除了HAPC模型中的年龄效应外,其他个体特征变量对老年人的老龄化态度也具有显著的影响。模型2～模型4分别引入性别、受教育年限和居住地变量,结果表明,控制住时期和组群效应后,3个变量对老龄化态度都产生了显著的正向影响。相较于女性,男性更加乐观地看待老龄化,平均高出3.6个标准分。控制住年龄等其他变量后,性别差异仍然显著,但影响程度明显下降,两者平均相差约1.3个标准分。受教育年限越高,老龄化态度越积极,平均每增加一年的教育,积极老龄化指数提高0.3～0.8个标准分。由于分析的所有样本的受教育年限较短,平均仅为1.86年,因此群体间的差异不大。随着义务教育政策的实施及高等教育的发展,我国公民的受教育水平有了显著提升,对积极老龄化态度的影响程度需进一步探讨。积极老龄化态度的城乡差异同样非常明显,居住在城市的老年人(主要为非农户籍老年人)比居住在农村的老年人(主要为农业户籍老年人)高出近4个百点。进一步引入其他控制变量后,居住地因素的影响程度也明显削弱,但相对性别等其他个体因素,其影响程度仍然较高。
【参考文献】：
期刊论文
[1]从新国情到新国策:积极应对人口老龄化的战略思考[J]. 陆杰华,郭冉. 国家行政学院学报. 2016(05)
[2]国际视野中的积极老龄化研究[J]. 刘文,焦佩. 中山大学学报(社会科学版). 2015(01)
[3]人口高速老龄化的理论应对——从健康老龄化到积极老龄化[J]. 宋全成,崔瑞宁. 山东社会科学. 2013(04)
[4]新型农村合作医疗对县村两级医疗价格的影响[J]. 封进,刘芳,陈沁. 经济研究. 2010(11)
本文编号：3356589
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