李嘉欣,田侃,喻小勇

(1.南京中醫(yī)藥大學(xué)衛(wèi)生經(jīng)濟管理學(xué)院,江蘇 南京 210023;2.南京中醫(yī)藥大學(xué)養(yǎng)老服務(wù)與管理學(xué)院,江蘇 南京 210023)

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示,我國流動人口總量已達(dá)到3.76億，與第六次全國人口普查數(shù)據(jù)相比增長69.73%。人口老齡化程度不斷加深是21世紀(jì)人類社會共同面臨的重大課題,二者重疊下的老年流動人口這一特殊的群體備受關(guān)注。離開熟悉的居住環(huán)境融入新環(huán)境、接受新生活對老年流動人口是一個巨大的挑戰(zhàn)。變動空間位置及適應(yīng)新環(huán)境可能會使老年流動人口縮減社會網(wǎng)絡(luò)而引發(fā)社會隔離[1]。

社會隔離是指個體社會關(guān)系處于相對缺失的狀態(tài),是個體在人際交往的不同層次,如個人、群體、社區(qū)或更大的社會環(huán)境中,與他人之間社會關(guān)系的質(zhì)量和數(shù)量的不足,是社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的負(fù)性體現(xiàn)[2]。最早對社會隔離進(jìn)行研究的是House、Landis 、Umberson,在1988年出版了關(guān)于社會隔離的流行病學(xué)文獻(xiàn)回顧[3]。國外學(xué)者多從社會隔離與身心健康、死亡風(fēng)險的關(guān)系進(jìn)行研究。處于社會隔離狀態(tài)下的老年人身心健康水平較低[4-5],更有可能患有焦慮或抑郁[6-7],死亡風(fēng)險也會顯著增加[8]。國內(nèi)對社會隔離的研究起步較晚,在2010年后相關(guān)研究逐漸增多,研究多集中于老年人這一群體的社會隔離現(xiàn)狀及影響因素[9-10]。關(guān)于流動人口居留意愿的影響研究中,已有文獻(xiàn)多從流動人口的個體特征、經(jīng)濟因素、社會因素等多方面進(jìn)行分析。在社會因素層面上,學(xué)者們多從社會認(rèn)同、社會融合、社會網(wǎng)絡(luò)等層面對流動人口的居留意愿進(jìn)行研究[11-13],但鮮有從社會隔離層面探討對老年流動人口居留意愿的研究。老年人口多因家屬隨遷、務(wù)工、養(yǎng)老等原因而加入流動隊伍,居留意愿的定奪不僅會考慮家庭整體利益,也會更多考慮主體自身感受[14]。老年流動人口因自身生活習(xí)慣及地域文化差異,難以融入流入地而陷入社會隔離狀態(tài),是否會對其居住意愿產(chǎn)生影響?本研究利用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù),探討社會隔離對老年流動人口居留意愿的影響,并進(jìn)一步分析城市歸屬感這一中介變量在社會隔離及居留意愿間的作用。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究資料來自國家衛(wèi)生健康委員會組織實施的2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查基于分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣方法,調(diào)查對象為在流入地居住一個月以上,非本區(qū)(縣、市)戶口的15周歲及以上流動人口,調(diào)查涵蓋了全國31個省(自治區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的流動人口數(shù)據(jù),樣本總量為169 889個。該數(shù)據(jù)為全國性調(diào)查數(shù)據(jù),具有覆蓋范圍廣、代表性強等優(yōu)點。本研究選取年滿60周歲及以上的老年流動人口作為研究對象,對問卷中各變量的缺失值進(jìn)行處理后,最終共計納入6 373名研究對象。

1.2 變量選取及說明

1.2.1 被解釋變量

將老年流動人口的居留意愿作為被解釋變量,選取問卷相關(guān)題目“今后一段時間,您是否打算繼續(xù)留在本地?”將選項“愿意”賦值為1,“不愿意”“沒想好”賦值為0,由此構(gòu)造二分類變量。

1.2.2 核心解釋變量

將老年流動人口的社會隔離作為核心解釋變量,測量社會隔離的指標(biāo)采用Berkman在1979年提出的SNI(Social isolation-social network index,社會隔離-社會網(wǎng)絡(luò)指標(biāo))[8]。在本文中研究的因變量采用了SNI,同時結(jié)合我國的國情、實際生活,以及調(diào)查問卷的具體問題,對SNI進(jìn)行了微調(diào),這種微調(diào)主要表現(xiàn)在宗教參與這個指標(biāo)的衡量上。將宗教的內(nèi)涵放大,看作是一種信仰,在我國對黨派的參與可以視為一種廣義的信仰,加入某一黨派，會與黨派內(nèi)部成員進(jìn)行互動并能參與到黨派組織的各種活動中去,這也意味著社會網(wǎng)絡(luò)的擴展,故將是否具有黨派身份作為衡量社會網(wǎng)絡(luò)的指標(biāo)[9]。調(diào)整后的SNI衡量指標(biāo)主要包括4個方面:婚姻狀況、親密關(guān)系、信仰活動、組織參與。其中各項目若參與記為1分,反之記為0分,總分為0～4分。得分為0～1分視為老年流動人口處于社會隔離狀態(tài),賦值為1；2～4分為非社會隔離狀態(tài),賦值為0。

1.2.3 控制變量

控制變量分為三類:個人特征變量、經(jīng)濟特征變量及流動特征變量。個人特征變量包括年齡、性別、文化程度、戶籍性質(zhì),經(jīng)濟特征變量包括家庭月收入、是否從事有收入的工作、是否擁有自購房,流動特征變量包括流動范圍和流動時長。具體變量及賦值說明見表1。

1.2.4 中介變量

選擇城市歸屬感作為中介變量,選擇問題“我很愿意融入本地人當(dāng)中,成為其中一員”,將完全不同意、不同意選項賦值為0,基本同意、完全同意選項賦值為1。

1.3 研究方法

利用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù),選用二元Logit回歸模型分析核心解釋變量(社會隔離)及控制變量對被解釋變量(居留意愿)的作用方向,選用傾向得分匹配(PSM)方法進(jìn)行反事實分析,進(jìn)一步檢驗社會隔離對老年流動人口居留意愿的影響,最后分析中介變量(城市歸屬感)的作用機制。本研究的被解釋變量為老年流動人口定居意愿(打算居留=1,不打算或者沒想好=0),屬于二分類變量,故選用二元Logit回歸模型進(jìn)行分析。具體回歸模型表達(dá)為:

(1)

P為老年流動人口居留意愿發(fā)生的概率,Xi為解釋變量,α為常數(shù)項,β為解釋變量的回歸系數(shù),ε為隨機誤差項。

表1 變量選取及基本描述

2 結(jié)果

2.1 基準(zhǔn)回歸

表2給出了社會隔離與居留意愿的具體回歸結(jié)果。模型1只納入核心解釋變量,即只考慮社會隔離對老年流動人口居留意愿的影響,模型2在模型1的基礎(chǔ)上納入個人特征變量,模型3在模型2的基礎(chǔ)上納入經(jīng)濟特征變量,模型4在模型3的基礎(chǔ)上納入流動特征變量。4個模型的P值均小于0.001,表明所建立的回歸模型是有意義的。模型1到模型4偽決定系數(shù) (PseudoR2) 逐漸增大,模型解釋力是越來越強的。

本研究核心解釋變量為社會隔離,在模型1的估計結(jié)果中,社會隔離的估計系數(shù)為-0.386,在1%的置信水平上顯著,進(jìn)一步計算其邊際效應(yīng)為-0.055,說明處于社會隔離的老年流動人口選擇繼續(xù)居留的概率比非社會隔離者要低5.5%。在模型4控制個體特征、經(jīng)濟特征和流動特征變量后,社會隔離的估計系數(shù)-0.232,回歸結(jié)果依然在1%的置信水平下顯著,這一結(jié)果與模型1回歸結(jié)果一致,計算得出邊際效應(yīng)上升至-0.030,即處于社會隔離的老年流動人口選擇繼續(xù)居留的概率比非社會隔離者要低3.0%,說明社會隔離對老年流動人口的居留意愿具有顯著的負(fù)向效應(yīng),社會隔離抑制了老年流動人口的居留意愿,即越處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口居留意愿越低沉。這可能是由于老年流動人口在現(xiàn)居住地社會網(wǎng)絡(luò)狹小,缺乏與他人的互動,這種消極的狀態(tài)使得他們在流入地的居留意愿不強烈。

以模型4對控制變量進(jìn)行綜合分析。個體特征變量中年齡和文化程度、戶籍性質(zhì)對老年流動人口居留意愿具有顯著的影響,老年流動人口的居留意愿隨著年齡的增長、受教育程度的增加而提高。農(nóng)業(yè)戶籍的老年流動人口不如非農(nóng)業(yè)戶籍的老年流動人口的居留意愿強烈。經(jīng)濟特征變量中,自購房對老年流動人口居留意愿影響顯著為正。有自購房的老年流動人口的定居意愿為沒有自購房組的1.809倍。高額的房價是流動人口在流入城市面臨的重要遷移成本[15],有自購房的老年流動人口在住房方面投入了大量資金,定居流入地的意愿比沒有自購房的流動人口要強烈。擁有工作的變量表現(xiàn)出顯著抑制作用。相對于沒有工作的人來說,有工作的老年人其流入地定居意愿反而更低。這可能表明,在沒有工作的時候老年人對于融入當(dāng)?shù)赜兄叩囊庠负推诖?而獲得工作之后,工作過程可能使得老年流動人口感受到當(dāng)?shù)厝说呐懦饣虻钟|,身份負(fù)外部性增加,因而降低了其流入地定居意愿。流動特征變量中,流動范圍和流動時間對居留意愿具有顯著的促進(jìn)作用。流動范圍中,相較于跨省流動,市內(nèi)跨縣對老年流動人口定居意愿的影響更大,這可能是因為跨省的流動人口在就業(yè)及社會保障等方面享受的待遇很難與本地居民相同,而在同市范圍內(nèi)各項政策能普及市內(nèi)人口,老年流動人口能享受到相同待遇,因此市內(nèi)流動人口的定居意愿比跨省的老年流動人口高[16]。流動時間中,流動2～5年的老年流動人口居留意愿最弱,流動時間6～9年、10年及以上的居留意愿更強,其中老年流動人口在外流動時間10年及以上的居留意愿幾率比是對照組的1.883倍?？梢岳斫鉃殡S著流動時間的不斷累積,老年流動人口在流入地所累積的社會資本及社會支持越多,其居留意愿也就越強,希望能在流入地安居樂業(yè)[17]。

表2 社會隔離對老年流動人口居留意愿影響的回歸分析

2.2 穩(wěn)健性檢驗

社會隔離可能不是隨機的結(jié)果,會受個人、家庭及社會等多方面因素的影響,這些因素又可能與居留意愿相關(guān),即存在樣本自選擇的問題。為了克服樣本的自選擇偏誤,選用傾向得分匹配(PSM)方法進(jìn)行反事實分析,檢驗社會隔離對老年流動人口居留意愿的影響。將處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口作為處理組樣本,不處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口作為控制組樣本,然后進(jìn)行傾向得分匹配,并計算出處理組樣本的平均處理效應(yīng)(ATT)。

本文選擇鄰近匹配、半徑匹配、核匹配及馬氏匹配這4種傾向值匹配方法,而后進(jìn)行共同支撐假設(shè)和平衡性檢驗。圖1是匹配前與匹配后兩組個體傾向得分值的核密度函數(shù),匹配后的實驗組和控制組的傾向得分匹配值的概率分布差異顯著下降,樣本重疊區(qū)域有所增大,滿足共同支撐條件,表明匹配質(zhì)量較好。

圖1 匹配前后兩組的密度函數(shù)結(jié)果

由表3可知,四種匹配方法的ATT數(shù)值略有差別,ATT數(shù)值在-0.039～-0.032之間,數(shù)值為負(fù)并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,匹配結(jié)果說明社會隔離對老年流動人口居留意愿的負(fù)向影響依然是穩(wěn)定存在的。即在考慮樣本自選擇偏誤問題后,處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口的居留意愿會降低。

表3 傾向值匹配法(PSM)的處理效應(yīng)

2.3 機制分析

目前學(xué)界檢驗中介效應(yīng)最流行的方法是逐步檢驗回歸系數(shù)的逐步法(causal steps approach),該方法由Baron和Kenny(1986)提出,以解釋變量X對被解釋變量Y具有統(tǒng)計上的顯著作用為前提[18]。在這個前提下,分析中介效應(yīng)可以解釋“X如何影響Y”,中介過程提供了“X對Y的作用機制”[19]。處于非社會隔離狀態(tài)的老年流動人口能夠提升自我的城市歸屬感,促進(jìn)其與流入地融合,進(jìn)而有較強的居留意愿,反之處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口難以融入,逐漸被邊緣化,會降低其城市歸屬感,進(jìn)而居留意愿降低。由此構(gòu)建“社會隔離—城市歸屬感—居留意愿”這一路徑進(jìn)行檢驗。依據(jù)溫忠麟和葉寶娟(2014)提出的中介效應(yīng)檢驗程序來驗證城市歸屬感是否對老年流動人口的居留意愿產(chǎn)生中介效應(yīng)[20],其操作步驟如下:

Y=cX+ε1

(1)

M=aX+ε2

(2)

Y=c′X+bM+ε3

(3)

其中Y是老年流動人口的居留意愿,M是老年流動人口的城市歸屬感,X是老年流動人口的社會隔離狀態(tài)。具體的檢驗步驟為:第一步,將社會隔離對老年流動人口居留意愿進(jìn)行回歸(例如前文基準(zhǔn)回歸部分)。第二步,將城市歸屬感機制變量對老年流動人口社會隔離變量進(jìn)行回歸。當(dāng)社會隔離的估計系數(shù)在統(tǒng)計上顯著,則表明城市歸屬感這一機制變量會受到社會隔離變量的顯著影響。第三步,將社會隔離、機制變量對老年流動人口居留意愿變量進(jìn)行回歸,將第三步得到的社會隔離變量估計系數(shù)與第一步得到的社會隔離變量系數(shù)進(jìn)行比較,如果社會隔離的估計系數(shù)顯著但絕對值下降或者系數(shù)不顯著,則證明中介效應(yīng)成立。

表4中第1列以社會隔離為自變量,以居留意愿為因變量的回歸結(jié)果正如前面基準(zhǔn)回歸已驗證的結(jié)果一樣,社會隔離顯著降低了老年流動人口的居留意愿。第2列驗證社會隔離對城市歸屬感的影響,結(jié)果顯示系數(shù)在1%水平上顯著。第3列表明將社會隔離、城市歸屬感納入自變量進(jìn)行回歸,兩者都對居留意愿在1%水平上顯著影響,社會隔離的估計系數(shù)絕對值下降了0.025,即城市歸屬感在社會隔離抑制居留意愿的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介作用,且中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為:ab/c=(-0.365)×0.157/(-0.230)=24.92%。

表4 城市歸屬感的中介效應(yīng)檢驗

3 結(jié)論與建議

3.1 拓展老年流動人口的社會網(wǎng)絡(luò),減少社會隔離的發(fā)生

處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口會抑制其居留意愿,具體而言,處于社會隔離的老年流動人口選擇繼續(xù)居留的概率比非社會隔離者要低3.0%。老年人口本身在身體素質(zhì)、健康水平等方面就處于弱勢,流動的特征使得他們在新環(huán)境下的社會關(guān)系處于相對缺失的狀態(tài),社會網(wǎng)絡(luò)的縮小或缺失勢必會導(dǎo)致老年流動人口人際互動、社會參與減少[21],處在社會隔離狀態(tài)下會對其在流入地的居住意愿起到負(fù)向影響。國家和社會應(yīng)重視老年流動人口這一特殊群體,豐富社會資本以拓展其社會網(wǎng)絡(luò),提供更多老年活動場所來促進(jìn)老年流動人口的社會接觸和參與。同時還需完善老年流動人口的優(yōu)待政策,提高他們在異地他鄉(xiāng)的存在感與公平感,從客觀環(huán)境上提高他們?nèi)谌氲囊庠浮τ诶夏炅鲃尤丝谧陨韥碚f,要加強與家人朋友之間的聯(lián)系,主動參與組織活動,避免讓自身陷入孤獨壓抑的隔離狀態(tài)。

3.2 關(guān)注老年流動人口戶籍和住房需求,提供平等機會與保障

相較于非農(nóng)業(yè)戶籍的老年流動人口,農(nóng)業(yè)戶籍的老年流動人口在流入地的居留意愿整體較低。城鄉(xiāng)二元戶籍制度衍生出的居住、就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等方面的限制讓其享受不到同等的社會福利,進(jìn)而降低居住意愿。要不斷深化戶籍制度改革,打破戶籍壁壘的存在,消除現(xiàn)行制度中的不合理成分,使得老年流動人口生活更便利。此外,受傳統(tǒng)觀念“有房就有家”的影響,有自購房的老年流動人口會更傾向于選擇居留在流入地。然而,在流入地購房與流動人口及其家庭的經(jīng)濟實力和流入城市買房市場門檻的高低有關(guān)[22]，并非所有人都有能力買得起房。流入地需要綜合考慮本地城市規(guī)劃及住房保障實際,逐步擴大住房保障服務(wù)范圍,結(jié)合老年流動人口家庭經(jīng)濟狀況,積極推動保障房建設(shè),在一定程度上做到老年流動人口在流入地有房可住,有家可歸。通過戶籍、住房、社會保障等各方面的改革,為老年流動人口提供均等化的基本公共服務(wù),創(chuàng)造公平的制度環(huán)境,提高老年流動人口的長期居留意愿。

3.3 提升老年流動人口的城市歸屬感,實現(xiàn)主觀的身份認(rèn)同

城市歸屬感反映老年流動人口對流入地的認(rèn)可、滿意和依戀程度,是影響其在流入地生存與發(fā)展的重要變量,對其在流入地居留意愿和融入流入地具有重要意義[23]。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗機制,城市歸屬感對社會隔離與居留意愿的關(guān)系存在中介效應(yīng)。處于社會隔離狀態(tài)的老年流動人口,難以產(chǎn)生對流入地的城市歸屬感,更不愿意融入當(dāng)?shù)厣鐣?并最終影響其居留意愿。老年流動人口自身應(yīng)增強與流入地居民的交往和互動,從主觀層面上積極融入當(dāng)?shù)?消除心理隔閡,強化在流入地的融入深度,逐漸實現(xiàn)“本地人”的身份認(rèn)同,進(jìn)而促使居留意愿得到提升。同時加強社會倡導(dǎo),消除本地人對外地人的排斥與歧視,以更加開放和包容的態(tài)度對待老年流動人口,幫助其提升城市認(rèn)同與歸屬感,進(jìn)而提升老年流動人口的居留意愿。

4 結(jié)語

社會隔離問題在老年群體中日益加劇，而伴有流動特征的老年流動群體因生活習(xí)慣、地域文化等差異，難以融入居住地并與社會產(chǎn)生隔閡，從而更易陷入社會隔離。老年流動人口身處異地他鄉(xiāng)，鮮有人際互動和社會參與而使自身處于社會隔離狀態(tài)，會造成其居留意愿的降低。需要調(diào)動老年流動人口互動參與的積極性，打破社會隔離的封閉狀態(tài)，優(yōu)化老年流動人口的政策待遇，提升老年流動人口的城市歸屬感，進(jìn)而讓老年流動人口在流入地的居留意愿得到增強，與當(dāng)?shù)厣鐣h(huán)境有效融合。