郭細(xì)卿，李 哲

（閩南師范大學(xué) 法學(xué)院，福建 漳州 363000）

人口老齡化是經(jīng)濟(jì)社會(huì)進(jìn)步發(fā)展的產(chǎn)物，也是二十一世紀(jì)人類社會(huì)共同面臨的重大課題。2018年全國(guó)65歲及以上人口占總?cè)丝诘?1.9%，比第六次全國(guó)人口普查提高了3.03個(gè)百分點(diǎn)。據(jù)預(yù)測(cè)，至2050年，中國(guó)老齡化水平將達(dá)到30%以上[1]。農(nóng)村人口老齡化形勢(shì)尤為嚴(yán)峻，在城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略推動(dòng)下，農(nóng)村大量中青年勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至城市，出現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)空巢化、少子化和高齡化等特征，家庭養(yǎng)老、土地養(yǎng)老功能減弱、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老發(fā)展緩慢。同時(shí)，中國(guó)在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平不發(fā)達(dá)階段就進(jìn)入人口老齡化社會(huì)、“未富先老”“未備先老”、農(nóng)村養(yǎng)老金、醫(yī)療、衛(wèi)生等養(yǎng)老社會(huì)保障制度不健全，居家社區(qū)養(yǎng)老、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老等養(yǎng)老服務(wù)體系有待構(gòu)建，老年人普遍面臨“三高”等慢性疾病，癌癥等重大疾病，以及精神空虛、焦慮、抑郁甚至自殺等心理問(wèn)題，影響農(nóng)村老年人晚年生命質(zhì)量與農(nóng)村社會(huì)和諧穩(wěn)定。農(nóng)村老年人健康問(wèn)題不僅是民生問(wèn)題、也是學(xué)術(shù)界熱點(diǎn)研究問(wèn)題。

學(xué)界對(duì)影響老年人健康因素的研究主要集中于如下：一是關(guān)于人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)老年人健康的影響研究。如Marmot等發(fā)現(xiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)心理狀態(tài)對(duì)老年人健康產(chǎn)生影響，收入較低的老年人更有可能面臨慢性疾病[2]；王德文、葉文振發(fā)現(xiàn)，男性老年人健康水平高于女性[3]；趙忠發(fā)現(xiàn)，老年人健康狀況呈隨著年齡增長(zhǎng)不斷下降的趨勢(shì)[4]；Merson等發(fā)現(xiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)醫(yī)療服務(wù)可及性、受教育水平、收入水平等因素影響老年人健康[5]。二是將社會(huì)保障制度作為影響老年人健康的因素進(jìn)行研究。如Jensen等發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保險(xiǎn)提高了老年人與子女居住的概率，促進(jìn)了老年人健康[6]；Card等利用不連續(xù)回歸方法進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，是否加入老年健康保險(xiǎn)計(jì)劃對(duì)死亡率并無(wú)顯著影響[7]；張曄、程令國(guó)等發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)提高了老年人健康質(zhì)量[8]；孟德鋒、張兵等發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)使老年人健康變更差[9]。三是關(guān)于社會(huì)資本對(duì)老年人健康的影響研究。Kennelly等發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本與健康之間沒(méi)有聯(lián)系[10]；Ricardo等認(rèn)為，社會(huì)資本提升了個(gè)體自我價(jià)值感和促進(jìn)個(gè)體精神健康[11]；賀賽平發(fā)現(xiàn)，個(gè)人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠影響健康水平[12]；趙延?xùn)|發(fā)現(xiàn)，個(gè)人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模對(duì)身心健康具有積極作用[13]。

現(xiàn)有研究較多深入開(kāi)展社會(huì)保障制度對(duì)老年人健康的影響研究，但隨著中國(guó)養(yǎng)老服務(wù)從社會(huì)保障制度全面轉(zhuǎn)向養(yǎng)老服務(wù)體系構(gòu)建，現(xiàn)有研究卻較少關(guān)注養(yǎng)老服務(wù)體系對(duì)老年人健康的影響，尤其是較少研究養(yǎng)老服務(wù)、社會(huì)資本對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年人健康的影響。本研究擬采用CGSS2015數(shù)據(jù)，將養(yǎng)老服務(wù)與社會(huì)資本統(tǒng)一納入老年人健康影響因素研究框架中，將人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征中的性別、年齡、文化程度、生活來(lái)源、兒子數(shù)、女兒數(shù)、居住方式，養(yǎng)老服務(wù)中的農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)、老年人基本生活保障，醫(yī)療衛(wèi)生、公共文化與體育、城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施，以及社會(huì)資本中的社會(huì)信任等統(tǒng)一作為影響農(nóng)村老年人健康的自變量，分析人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、養(yǎng)老服務(wù)和社會(huì)資本對(duì)老年人健康的影響，探討?zhàn)B老服務(wù)與社會(huì)資本是否對(duì)老年人健康產(chǎn)生影響，以及產(chǎn)生怎樣的影響等問(wèn)題。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量測(cè)量

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及定義說(shuō)明

2015年中國(guó)CGSS項(xiàng)目通過(guò)對(duì)全國(guó)28個(gè)省/市/自治區(qū)的478個(gè)村居1.0968萬(wàn)戶家庭成員調(diào)查獲得數(shù)據(jù)資料。本研究中的農(nóng)村老年人主要指資料中戶口登記情況為農(nóng)業(yè)、年齡在65周歲以上的樣本?？鄢恍┬畔⒉蝗臉颖?，最后符合本研究要求的總體樣本有1301人。其中，性別方面，男性601人，占樣本總數(shù)的46.2%；女性700人，占53.8%。從年齡結(jié)構(gòu)上看，60及至70歲的有685人，占52.65%，70及至80歲的有330人，占25.36%，80歲及以上的有286人，占21.99%。文化程度方面，小學(xué)及以下文化程度者居多，有1129人，占86.8%；初中的有141人，占10.9%；高中及中專的有25人，占1.9%；大專的有2人，占0.2%；本科及以上的有2人，占0.2%?；橐鰻顩r方面，有配偶的有721人，占55.42%；無(wú)配偶（未婚或喪偶）的有580人，占44.58%。

（二）自變量測(cè)量及分析

1.養(yǎng)老服務(wù)操作化測(cè)量及因子分析

養(yǎng)老社會(huì)保障制度及養(yǎng)老服務(wù)體系均服務(wù)于老年人養(yǎng)老需求，前者通過(guò)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、低保等制度等向老年人提供資金、醫(yī)療等保障，后者借助家庭、社區(qū)、機(jī)構(gòu)等方式為老年人提供養(yǎng)老服務(wù)。本研究的養(yǎng)老服務(wù)主要指養(yǎng)老社會(huì)保障制度和養(yǎng)老服務(wù)體系。本研究中用于測(cè)量養(yǎng)老服務(wù)的指標(biāo)為“是否參加農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)”“是否參加農(nóng)村基本醫(yī)療保障”“對(duì)老年人提供適當(dāng)生活保障滿意度”等八個(gè)指標(biāo)（見(jiàn)表1）。各指標(biāo)的問(wèn)題都按照里利克特量表的方式設(shè)置，其中，前兩個(gè)指標(biāo)的答案為“參加了”“沒(méi)有參加”和“不適用”；第三個(gè)指標(biāo)的答案為“非常滿意”“滿意”“一般”“不滿意”和“非常不滿意”；第四至第八個(gè)指標(biāo)的答案為“完全不滿意”和“完全滿意”。上述八個(gè)指標(biāo)的Cronbach’s alpha信度系數(shù)為0.810。本研究運(yùn)用主成分法對(duì)這些指標(biāo)進(jìn)行因子分析，經(jīng)過(guò)最大方差法旋轉(zhuǎn)，共抽取三個(gè)因子。根據(jù)因子負(fù)載，將這些因子分別命名為養(yǎng)老社會(huì)保障制度因子、養(yǎng)老服務(wù)體系因子（如表1所示）。

續(xù)表1

2.社會(huì)資本操作化測(cè)量及因子分析

羅伯特·帕特南對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行界定，認(rèn)為“社會(huì)資本是指社會(huì)組織的特征，信任、規(guī)范以及網(wǎng)絡(luò)，他們能夠通過(guò)合作行為來(lái)提高社會(huì)的效率”[14]（P21）。本研究用于測(cè)量社會(huì)信任的指標(biāo)，包括對(duì)鄰居、同村居民、同姓人士、非同姓人士、親戚、同事、朋友/相識(shí)、老同學(xué)、同鄉(xiāng)、一起參與業(yè)余活動(dòng)人士、一起參加宗教活動(dòng)人士、一起參加社會(huì)活動(dòng)人士、陌生人等信任的十三個(gè)指標(biāo)（見(jiàn)表2）。各指標(biāo)的問(wèn)題都按里利克特量表的方式設(shè)置，答案均分為“絕大多數(shù)不可信”“多數(shù)不可信”“可信者與不可信者各一半”“多數(shù)可信”“絕大多數(shù)可信”五個(gè)等級(jí)。該十三個(gè)指標(biāo)的Cronbach’s alpha信度系數(shù)為0.722。根據(jù)主成分法對(duì)測(cè)量社會(huì)信任的十三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行因子分析，經(jīng)過(guò)變值精簡(jiǎn)法旋轉(zhuǎn)，共抽取三個(gè)因子，根據(jù)因子負(fù)載，將這些因子分別名為初級(jí)信任因子、次級(jí)信任因子和一般信任因子，各因子包含的指標(biāo)如表2所示。

表2 社會(huì)資本因子分析

（三）因變量操作化測(cè)量及因子分析

現(xiàn)有研究主要根據(jù)需要界定健康，如貝克爾從醫(yī)學(xué)的角度認(rèn)為，健康是指有機(jī)體維持正常的功能、不存在疾病隱患；世界衛(wèi)生組織認(rèn)為，健康不僅為疾病或羸弱之消除，而系體格、精神上的完滿狀態(tài)以及良好的適應(yīng)能力。本研究用于測(cè)量老年人健康的指標(biāo)合計(jì)有八個(gè)，包括“您覺(jué)得目前的身體健康是？”“過(guò)去四周，您因健康問(wèn)題影響工作和日?；顒?dòng)的頻率？”“過(guò)去四周，您感到心情抑郁或沮喪的頻率”等（見(jiàn)表3）。其中，第一個(gè)指標(biāo)答案為“很健康”“比較健康”“一般”“比較不健康”和“很不健康”五個(gè)選項(xiàng)；第二至第七個(gè)指標(biāo)答案為“總是”“經(jīng)?！薄坝袝r(shí)”“很少”和“從不”五個(gè)選項(xiàng)；第八個(gè)指標(biāo)答案為“非常幸?！薄氨容^幸?！薄罢f(shuō)不上幸福不幸?！薄氨容^不幸?！焙汀胺浅２恍腋！蔽鍌€(gè)選項(xiàng)；這八個(gè)指標(biāo)的Cronbach’s alpha信度系數(shù)為0.732。根據(jù)主成分法對(duì)該八個(gè)指標(biāo)進(jìn)行因子分析，經(jīng)過(guò)變值精簡(jiǎn)法旋轉(zhuǎn)，共抽取兩個(gè)因子，根據(jù)因子負(fù)載，將這些因子分別名為主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子，各因子包含的指標(biāo)如表3所示。

表3 老年人健康因子分析

二、影響農(nóng)村老年人健康的回歸分析

本研究用性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、女兒數(shù)、子女?dāng)?shù)、生活來(lái)源和居住方式，養(yǎng)老服務(wù)及社會(huì)資本作為解釋變量，對(duì)老年人健康的兩個(gè)因子進(jìn)行多元回歸分析（見(jiàn)表4）。在回歸分析的模型中，除了年齡、兒子數(shù)、女兒數(shù)為數(shù)值型變量外，性別、文化程度、婚姻狀況、生活來(lái)源和居住方式等均為虛擬變量。在多元回歸分析中，本研究設(shè)置了A1、A2、B1、B2共四個(gè)模型。模型A1、B1的自變量是性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、兒子數(shù)、女兒數(shù)、生活來(lái)源、居住方式和養(yǎng)老服務(wù)；在模型A2、B2中，除了上述自變量之外，還加入了社會(huì)資本作為自變量。在這些自變量中，性別、文化程度、婚姻狀況、生活來(lái)源和居住方式均為虛擬變量，其中，性別的參考類別為“女”；生活來(lái)源的參考類別為“家庭成員”，居住方式的參考類別為“獨(dú)居”；年齡、兒子數(shù)、女兒數(shù)仍然為數(shù)值型變量。A1和A2、B1和B2模型的因變量分別為主觀自評(píng)健康因子和客觀心理健康因子。納入回歸分析后，模型形成了（如表4所示）的回歸分析模型。

（一）人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征對(duì)老年人健康的影響

A1和B1模型中，性別對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，這與以往的研究結(jié)論一致；年齡對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有負(fù)向統(tǒng)計(jì)顯著性，這與人體機(jī)能衰老規(guī)律相一致；文化程度對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，原因可能在于文化程度越高，掌握健康資源及其知識(shí)技能越多；婚姻狀況對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性。A1模型中，兒子數(shù)對(duì)主觀自評(píng)健康因子具有統(tǒng)計(jì)顯著性，B1模型中，兒子數(shù)對(duì)客觀心理健康因子具有負(fù)向統(tǒng)計(jì)顯著性，主要因?yàn)閮鹤釉蕉唷⒗夏耆诵枰獜氖麓H照料的可能性越大、心理壓力越重。A1和B1模型，女兒數(shù)對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因農(nóng)村社會(huì)中，女兒對(duì)老年父母的職責(zé)主要是提供生活照料和精神慰藉等。A1和B1模型中，生活來(lái)源對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因健康的老年人在經(jīng)濟(jì)上大部分都能夠?qū)崿F(xiàn)獨(dú)立，不健康的老年人則大多數(shù)依靠家庭成員供養(yǎng)（杜鵬，2013）[15]。A1和B1模型中，居住方式對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因老年人與兒女同住，獲得日常照料和精神慰藉的概率更高[16]。

（二）養(yǎng)老服務(wù)對(duì)老年人健康的影響

A1模型中，養(yǎng)老社會(huì)保障制度因子對(duì)主觀自評(píng)健康因子具有統(tǒng)計(jì)顯著性，主要因?yàn)閲?guó)家實(shí)施的農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、低保等社會(huì)保障制度，為農(nóng)村老年人提供了經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療等支持，提升了老年人的獲得感和幸福感；B1模型中，養(yǎng)老社會(huì)保障制度因子對(duì)客觀心理健康因子具有統(tǒng)計(jì)顯著性，主要因?yàn)轲B(yǎng)老社會(huì)保障制度滿足了老年人基本的生存、醫(yī)療等低層次的需求，解決了老年人低層次的生存需要。長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)村社會(huì)醫(yī)療、衛(wèi)生資源薄弱，這些制度措施的實(shí)施對(duì)農(nóng)村老年人心理健康具有較大邊際效應(yīng)[17]，提高了農(nóng)村老年人預(yù)防、治療疾病的概率。

A1模型中，養(yǎng)老服務(wù)體系因子對(duì)主觀健康因子具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因?yàn)轲B(yǎng)老服務(wù)設(shè)施建設(shè)與發(fā)展，提升了老年人的養(yǎng)老信心；B2模型中，養(yǎng)老服務(wù)體系因子對(duì)客觀心理健康因子具有統(tǒng)計(jì)顯著性，可能因?yàn)閲?guó)家高度重視農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)，加大居家社區(qū)養(yǎng)老、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，以及公共文化和體育設(shè)施、城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等投入力度，提升了農(nóng)村老年人參加體育、文化活動(dòng)的便利性和可及性，增強(qiáng)了老年人的生理體質(zhì)，老年人在與外界互動(dòng)中，提高了精神面貌與價(jià)值感。

（三）社會(huì)資本對(duì)老年人健康的影響

社會(huì)資本對(duì)老年人健康的影響具體如下：就總體而言，社會(huì)資本對(duì)老年人健康的各個(gè)方面都產(chǎn)生較大影響。在沒(méi)有加入社會(huì)資本各個(gè)因子之前，模型A1和B1的判定系數(shù)分別只有3%和4%，加入社會(huì)資本各個(gè)因子之后，模型A2和B2的判定系數(shù)分別達(dá)到了18%、27.2%，提升了15%和23.2%（如表4所示）。

表4 影響農(nóng)村老年人健康回歸分析（標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)）

模型A2和B2中，初級(jí)信任對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因?yàn)閷?duì)初級(jí)群體的高信任度，不僅可以使老年人減少對(duì)自身養(yǎng)老服務(wù)的擔(dān)憂，還可以使老年人在初級(jí)群體間獲得更多的尊重與關(guān)愛(ài)。模型A2和B2中，次級(jí)信任對(duì)健康的兩個(gè)因子都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，主要因?yàn)槔夏耆伺c次級(jí)群體之間來(lái)往、共同參與社會(huì)活動(dòng)，促進(jìn)了相互間的了解，擴(kuò)大了老年人的社交圈，雙方之間實(shí)現(xiàn)資源交換的可能性加大。費(fèi)孝通用“差序格局”概括農(nóng)村社會(huì)關(guān)系，認(rèn)為生育和婚姻所結(jié)成的網(wǎng)絡(luò)，可以一直推出去包括無(wú)窮的人，而“地緣”是“血緣”的投射[18]（P99），因此，農(nóng)村社會(huì)信任具有較強(qiáng)的基于初級(jí)、次級(jí)信任的特殊信任。模型A2和B2中，一般信任對(duì)健康的兩個(gè)因子都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，因?yàn)槔夏耆艘环矫孀陨斫】蒂Y源不足，寄希望于從一般信任對(duì)象中獲??；但另一方面，因自身可供交換的資源日益減少，制約了其與一般信任對(duì)象之間的等價(jià)交換[19]。

續(xù)表4

通過(guò)比較分析，人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量方面加入社會(huì)資本各個(gè)因子后變化如下：從模型A1至A2，B1至B2，性別對(duì)主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性提升。從模型A1至A2，年齡對(duì)主觀自評(píng)健康因子的負(fù)向統(tǒng)計(jì)顯著性轉(zhuǎn)為正向，從模型B1至B2，年齡對(duì)客觀心理健康因子的負(fù)向統(tǒng)計(jì)顯著性降低，主要因?yàn)橹袊?guó)農(nóng)村敬老助老的傳統(tǒng)互助文化較濃，老年人年齡越大，從村莊中初級(jí)、次級(jí)群體中獲得的社會(huì)支持越多；從模型A1至A2，B1至B2，文化程度對(duì)主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性都得到提高。從模型A1至A2，婚姻狀況對(duì)主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子統(tǒng)計(jì)顯著性不變，B1至B2，婚姻狀況對(duì)客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性得到提升。從模型A1至A2，兒子數(shù)對(duì)主觀自評(píng)健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性得到提升，從模型B1至B2，兒子數(shù)對(duì)客觀心理健康因子的負(fù)向統(tǒng)計(jì)顯著性轉(zhuǎn)為不相關(guān)，可能因?yàn)槔夏耆藢?duì)初級(jí)、次級(jí)群體的信任增強(qiáng)了老年人與其互動(dòng)來(lái)往，減少了老年人為兒子家庭提供代際照料的可能。從模型A1至A2，B1至B2，女兒數(shù)、居住方式對(duì)主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性都得到提升。從模型B1至B2，生活來(lái)源對(duì)客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性得到提升。

通過(guò)比較分析，養(yǎng)老服務(wù)變量方面加入社會(huì)資本因子后變化如下：從模型A1至A2，B1至B2，養(yǎng)老社會(huì)保障制度因子對(duì)主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性都得到提升，主要因?yàn)楂@得老年人信任的初、次級(jí)群體，他們更容易為老年人提供經(jīng)濟(jì)支持、外加老年人還獲得國(guó)家養(yǎng)老金、醫(yī)療等養(yǎng)老社會(huì)保障。從模型A1至A2，B1至B2，養(yǎng)老服務(wù)體系因子對(duì)主觀自評(píng)健康因子、客觀心理健康因子的統(tǒng)計(jì)顯著性都得到提升，主要因?yàn)楂@得老年人信任的初級(jí)、次級(jí)群體，更愿意通過(guò)體育服務(wù)、城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施等居家社區(qū)、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老平臺(tái)與老年人互動(dòng)交流。

這些都表明，農(nóng)村社會(huì)基于血緣相近、地緣同一所產(chǎn)生的初級(jí)信任、次級(jí)信任的社會(huì)資本，具有地域獨(dú)特性，能夠?qū)υ心Ｐ椭袃山M變量之間的正向關(guān)系產(chǎn)生推動(dòng)作用，即社會(huì)資本能夠與具有長(zhǎng)期性、穩(wěn)定性的養(yǎng)老服務(wù)產(chǎn)生合力、共同提升農(nóng)村老年人的健康水平。

三、討論與建議

本研究根據(jù)2015年中國(guó)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)分析人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、養(yǎng)老服務(wù)和社會(huì)資本等因素對(duì)農(nóng)村老年人健康的影響。研究結(jié)論認(rèn)為：人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征中，除年齡外，其他指標(biāo)都對(duì)健康產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)顯著性；養(yǎng)老社會(huì)保障制度、養(yǎng)老服務(wù)體系因子分別都對(duì)健康產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)顯著性；初級(jí)信任、次級(jí)信任兩個(gè)因子都對(duì)健康產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)顯著性，一般信任因子對(duì)健康不具有統(tǒng)計(jì)顯著性；養(yǎng)老服務(wù)和初、次級(jí)信任兩個(gè)因子合力提升老年人的健康水平?？傮w上，養(yǎng)老服務(wù)和社會(huì)資本兩者對(duì)老年人健康的提升各有側(cè)重；對(duì)老年人健康的促進(jìn)作用各具優(yōu)勢(shì)，能夠產(chǎn)生合力，共同促進(jìn)老年人健康。正如網(wǎng)絡(luò)社會(huì)學(xué)經(jīng)典理論所認(rèn)為，任何一項(xiàng)經(jīng)濟(jì)行為都嵌入于一定的的社會(huì)關(guān)系之中，養(yǎng)老服務(wù)亦無(wú)法脫離農(nóng)村社會(huì)的具體環(huán)境和社會(huì)資本而獨(dú)立存在，本研究也為中國(guó)農(nóng)村老年人養(yǎng)老福利政策、中國(guó)特色社會(huì)主義福利事業(yè)發(fā)展和全面小康社會(huì)實(shí)現(xiàn)提供了如下政策啟示：

一是完善農(nóng)村老年人社會(huì)保障制度。通過(guò)提升農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的籌資水平，發(fā)展農(nóng)村商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，滿足不同層次老年人不同類型養(yǎng)老保險(xiǎn)需求；提升農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的籌資水平；將低保戶、殘疾人、臨時(shí)經(jīng)濟(jì)困難等老年人群體納入政府養(yǎng)老兜底保障對(duì)象，織密織牢兜底保障網(wǎng)。

二是提升農(nóng)村的社會(huì)資本存量。繼續(xù)提升農(nóng)村社會(huì)的特殊信任水平，可繼續(xù)依托農(nóng)村老年人協(xié)會(huì)社會(huì)組織開(kāi)展老年人文化體育等活動(dòng)，繼續(xù)大力發(fā)展農(nóng)村社團(tuán)組織，設(shè)立老年人興趣愛(ài)好協(xié)會(huì)等社團(tuán)組織，拓寬老年人社區(qū)參與渠道，發(fā)揮農(nóng)村社會(huì)的特殊信任對(duì)老年人健康的作用；同時(shí)，鼓勵(lì)老年人的親戚、朋友以及鄰里加強(qiáng)與老年人的互動(dòng)交流，鼓勵(lì)農(nóng)村社區(qū)積極開(kāi)展以養(yǎng)親、尊親為核心的孝道文化，以及以和諧、友善、互助為核心的鄉(xiāng)鄰文化建設(shè)，營(yíng)建良好的社區(qū)敬老愛(ài)老文化氛圍，豐富老年人文化教育活動(dòng)，壯大農(nóng)村老年人的社會(huì)交往、互動(dòng)網(wǎng)絡(luò)，培育農(nóng)村社會(huì)的普遍信任。

三是構(gòu)建農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)體系。需要政府主導(dǎo)供給農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)體系制度，建設(shè)養(yǎng)老服務(wù)專項(xiàng)財(cái)政制度，以及為市場(chǎng)主體參與機(jī)構(gòu)養(yǎng)老等提供優(yōu)惠激勵(lì)制度支持，調(diào)動(dòng)養(yǎng)老服務(wù)市場(chǎng)主體參與的積極性；需要市場(chǎng)探索經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)緩解制度以及服務(wù)質(zhì)量流程標(biāo)準(zhǔn)、開(kāi)發(fā)多層次的服務(wù)產(chǎn)品；需要非營(yíng)利社會(huì)組織履行公共服務(wù)職責(zé)，整合社會(huì)資源提供人力、資金支持以及專業(yè)化指導(dǎo)；需要村集體組織壯大集體資產(chǎn)，加大對(duì)老年人養(yǎng)老服務(wù)的投入力度；需要養(yǎng)老服務(wù)設(shè)施運(yùn)營(yíng)主體整合農(nóng)村現(xiàn)有的醫(yī)療、衛(wèi)生、人力和場(chǎng)所等資源，探索醫(yī)養(yǎng)結(jié)合養(yǎng)老服務(wù)模式，為老年人提供醫(yī)療養(yǎng)老服務(wù)。