柯 燕

(武漢科技大學(xué) 法學(xué)與經(jīng)濟學(xué)院,湖北 武漢 430065)

黨的二十大報告指出“必須堅持在發(fā)展中保障和改善民生,鼓勵共同奮斗創(chuàng)造美好生活,不斷實現(xiàn)人民對美好生活的向往”,突出了以人民為中心的發(fā)展理念。根據(jù)新時代我國社會主要矛盾的變化,需進一步明確制約人民日益增長的美好生活需要實現(xiàn)的主要因素,保證全體人民在共建共享發(fā)展中有更多獲得感、幸福感、安全感。農(nóng)村是當(dāng)前發(fā)展不平衡不充分的突出地帶[1],黨的二十大報告強調(diào),“堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展,堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展,暢通城鄉(xiāng)要素流動。加快建設(shè)農(nóng)業(yè)強國,扎實推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、人才、文化、生態(tài)、組織振興”。因此,必須重視農(nóng)村與城鎮(zhèn)在物質(zhì)條件、自然環(huán)境、社會風(fēng)氣、社會保障體系和公共服務(wù)完善程度等方面存在的差距和問題。

我國老年人口規(guī)模日益擴大,人口老齡化是社會發(fā)展的重要趨勢,也是我國今后較長一個時期的基本國情。隨著我國經(jīng)濟社會的變革,城鄉(xiāng)人口流動加快,農(nóng)村年輕勞動力選擇外出工作導(dǎo)致農(nóng)村存在大量留守老人。農(nóng)村留守老年人增收困難、傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老功能缺失、社會保障水平較低使其在物質(zhì)生活、健康狀況、社會支持、精神慰藉等多方面都處于不利地位。因此,關(guān)注農(nóng)村留守老人的主觀感受,提高他們的生活質(zhì)量,對貫徹我國以人為本的發(fā)展理念,助力鄉(xiāng)村振興,使農(nóng)村留守老人共享經(jīng)濟社會發(fā)展成果具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

生活質(zhì)量是一個復(fù)雜多維的概念,最早由加爾布雷斯(J.K.Calbrith)在1958年所著的《富裕社會》中提出。學(xué)界一開始主要從個人的主觀感受方面來理解生活質(zhì)量。美國社會學(xué)家坎貝爾將生活質(zhì)量定義為“生活幸福的總體感覺”[2]。易松國認為生活質(zhì)量是生活條件的綜合反映,生活條件的改善就意味著生活質(zhì)量的提高[3]。周長城將生活質(zhì)量稱為可感生活質(zhì)量,即實際生活中人們所感覺到的生活質(zhì)量[4]。鄔滄萍認為,老年人的生活質(zhì)量是老年人物質(zhì)生活、精神文化生活、生命(生存)質(zhì)量,即老年人身心健康、生活環(huán)境、人口素質(zhì)和充分享有的權(quán)利的總和[5]。

對生活質(zhì)量的測量和評估是生活質(zhì)量相關(guān)研究的核心內(nèi)容。Felce 和 Perry提出了一個綜合了客觀和主觀指標(biāo),包含身體健康、物質(zhì)健康、社會健康、情感健康等的生活質(zhì)量模型[6]。劉渝琳等以健康生活、物質(zhì)生活、家庭生活、精神生活、生活環(huán)境為評價內(nèi)容構(gòu)建了老年人口生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系,并使用聚類分析方法進行了實證研究[7]。曹梅娟構(gòu)建了包括4個一級指標(biāo)、9個二級指標(biāo)和32個三級指標(biāo)的城市獨居老人生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系,并采用矩陣對偶比較法確定各級指標(biāo)的權(quán)重[8]。黃俊認為,生活質(zhì)量指標(biāo)由經(jīng)濟生活狀況、醫(yī)療健康狀況、家庭及社會生活狀況、精神生活狀況等主客觀指標(biāo)構(gòu)成,并通過實證研究對貧困地區(qū)老齡人口的生活質(zhì)量進行了測量[9]。許昕等人基于勞頓美好生活理論認為百歲老人的生活質(zhì)量與軀體健康、心理健康、家庭社會支持、社會經(jīng)濟地位4個方面密切相關(guān)[10]。根據(jù)采用的指標(biāo)主客觀性質(zhì)的不同,生活質(zhì)量的測量和評估可分為主觀評價、客觀評價及主客觀綜合評價[11]。Gianni等人認為生活質(zhì)量必須在多維框架內(nèi)進行衡量,最好包括客觀和主觀指標(biāo)[12]。相關(guān)研究表明,雖然客觀指標(biāo)和主觀生活質(zhì)量的內(nèi)容在很大程度上相互一致,但客觀條件和主觀感知仍存在一些差異[13-14]。Bukenya的研究表明,主觀指標(biāo)比客觀指標(biāo)更能描述農(nóng)村居民的生活質(zhì)量[15]。

主觀生活質(zhì)量評價研究伴隨社會發(fā)展觀的演變而興起。宏觀層面上,羅斯托的經(jīng)濟成長階段理論認為,人類社會必然經(jīng)歷由低級成長階段向高級成長階段的發(fā)展過程。當(dāng)社會產(chǎn)品極大豐富后,人們開始追求有“質(zhì)量”的生活。人類歷史上第一次不再以有形產(chǎn)品數(shù)量的多少來衡量社會成就,而以生活質(zhì)量的增進程度作為成就的新標(biāo)志[16]。微觀角度上,馬斯洛的需求層次理論認為個體的需求是從低到高逐級遞增的,需求結(jié)構(gòu)受到所處社會經(jīng)濟發(fā)展水平、文化和受教育程度的影響。這些理論體現(xiàn)了以人為本觀念對傳統(tǒng)發(fā)展觀的反思,即社會發(fā)展的衡量標(biāo)準必須由注重“物”的發(fā)展轉(zhuǎn)向注重“人”的發(fā)展。在解決實踐中的問題時,應(yīng)以人的生活為中心,以滿足人的需求為宗旨。 1974年,理查德·伊斯特林提出了著名的伊斯特林悖論,驗證了以貨幣單位衡量社會福利的局限性。此后生活滿意度、幸福感等主觀指標(biāo)開始受到學(xué)術(shù)界及各國政府的廣泛關(guān)注,并帶來了公共政策導(dǎo)向的根本性轉(zhuǎn)變。不少學(xué)者認為用生活的滿意程度來反映主觀生活質(zhì)量是比較合適的[17-18]。因此,本文采用“滿意度”指標(biāo)來評估農(nóng)村留守老人的生活質(zhì)量。

當(dāng)前關(guān)于生活質(zhì)量的研究具有廣泛性,主要集中在全體人口上,對農(nóng)村留守老人這個特殊群體的生活質(zhì)量研究較少。此外,研究方法多為定性分析,少有數(shù)理模型分析,傳統(tǒng)分析方法無法測量指標(biāo)間的相關(guān)性,在一定程度上會影響生活質(zhì)量評價結(jié)果的客觀性和有效性。因此,在已有研究的基礎(chǔ)上,本文基于積極老齡化理論,構(gòu)建農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系的預(yù)設(shè)模型,并采用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗預(yù)設(shè)理論模型的有效性,力求真實反映我國現(xiàn)階段農(nóng)村留守老人的生活狀況,為推進鄉(xiāng)村振興,提升農(nóng)村留守老人的生活質(zhì)量,實現(xiàn)共同富裕提供政策參考。

二、研究設(shè)計

生活質(zhì)量維度及其觀察指標(biāo)的選取是真實反映農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量的關(guān)鍵,也是模型構(gòu)建的基礎(chǔ)。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略涉及經(jīng)濟發(fā)展、生態(tài)環(huán)境、文化建設(shè)、社會治理、農(nóng)民生活等各個方面,體現(xiàn)了物質(zhì)生活、生態(tài)環(huán)境、社會支持、精神生活全面改善的內(nèi)在要求。因此,本文從農(nóng)村留守老人的生活實際出發(fā),堅持科學(xué)性、全面性、層次性、系統(tǒng)性原則,選取了物質(zhì)生活、精神生活、健康狀況、社會參與、非正式社會支持、正式社會支持、生活環(huán)境7個維度,每個維度設(shè)置若干相應(yīng)的觀察指標(biāo),形成農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系,具體指標(biāo)如表1所示。

表1 農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量指標(biāo)體系

三、數(shù)據(jù)來源、指標(biāo)測量與描述性分析

(一)數(shù)據(jù)收集

本研究的調(diào)查對象為60歲及以上且子女外出工作不與子女一起居住的農(nóng)村戶籍老人。為保證研究結(jié)論更具代表性和可靠性,調(diào)查采用簡單隨機抽樣、整群抽樣和便利抽樣相結(jié)合的方法。首先,采用隨機數(shù)字表,在我國東部、中部和西部3個不同區(qū)域中各隨機選取一個省份。其次,由于省內(nèi)各縣(市)間、縣(市)各鎮(zhèn)(村)間同質(zhì)性較高,便利抽樣法在保證代表性方面表現(xiàn)良好,因此采用便利抽樣方法選取了基層政府能夠協(xié)助開展調(diào)查的縣(市)。最后,采取整群抽樣方法,在村委會的協(xié)助下入戶訪談或集中調(diào)查。最終確定的調(diào)查地點為湖北省的應(yīng)城市、陜西省的勉縣以及廣東省的揭陽市。調(diào)查共發(fā)放問卷1 106份,剔除無效問卷并對數(shù)據(jù)進行整理后,得到有效問卷1 016份,有效率為91.9%,滿足研究的樣本量要求。

農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量量表共包含29個題項,選項采取十分制,讓調(diào)查對象選擇一個數(shù)字來代表自己的生活滿意度,0分表示完全不滿意,10分表示非常滿意,分值越高表示對當(dāng)前的生活越滿意,其生活質(zhì)量也就越高。由受過培訓(xùn)的調(diào)查員與老人一對一面談,調(diào)查員根據(jù)調(diào)查對象的回答填寫問卷。

(二)描述性統(tǒng)計分析

調(diào)查對象基本特征的描述性統(tǒng)計如表2所示。其中,男性占比47.6%,女性占比52.4%;從年齡來看,60～64歲的留守老人占比21.3%,65～69歲的留守老人占比23.3%,70～74歲的留守老人占比23.1%,75～79歲的留守老人占比14.1%,80歲及以上的留守老人占比18.2%;從文化程度來看,大多數(shù)留守老人沒接受過正式教育;從居住方式來看,與配偶同住的留守老人占較大比例,為42.2%,其次是獨居,與配偶和孫子女同住的占比20.8%。

表2 調(diào)查對象基本特征描述性統(tǒng)計(n=1 016)

四、研究結(jié)果與分析

(一)信度與效度分析

首先,本研究采取廣泛使用的克隆巴赫系數(shù)來進行數(shù)據(jù)的信度檢驗,結(jié)果顯示每個維度以及總量表的Cronbach’s α系數(shù)都在0.7以上,表明該問卷的可靠性較高,具體信度分析結(jié)果如表3所示。

表3 分量表與總量表的信度分析結(jié)果

其次,對生活質(zhì)量的7個維度用主成分分析法降低數(shù)據(jù)集維數(shù)進行效度測量。得到的KMO檢驗值為0.892,Bartlett球度檢驗結(jié)果顯著(sig.=0.000),符合主成分分析的適用標(biāo)準,說明選取的測量指標(biāo)適合做因子分析。然后運用主成分分析法對數(shù)據(jù)進行探索性因子分析,并通過凱撒正態(tài)化最大方差法進行旋轉(zhuǎn)。結(jié)果顯示,生活質(zhì)量有7個特征根大于1的因子,并且累計解釋方差達到了66.76%,高于50%的檢驗標(biāo)準,表明選取的研究變量具有良好的建構(gòu)效度,能夠較好地反映原始數(shù)據(jù)情況,具體檢驗結(jié)果如表4、表5所示。

表4 探索性因子分析的特征值和解釋方差、KMO 和Bartlett球度檢驗結(jié)果

表5 探索性因子分析結(jié)果

(二)驗證性因子分析

為了驗證模型所選取的觀察指標(biāo)是否能夠有效測量其對應(yīng)的維度,以及是否能夠進一步分析各個觀察指標(biāo)對各維度的重要程度,對先前探索性因子分析得出的7個因子結(jié)構(gòu)進行驗證性因子分析。運用AMOS軟件建立一階生活質(zhì)量評價結(jié)構(gòu)方程模型,利用極大似然估計法MI對模型進行適度修正。結(jié)果表明,除GFI值非常接近推薦值0.9以外,絕大多數(shù)指標(biāo)的擬合值都比較理想,落在適配標(biāo)準內(nèi)。一階驗證性因子分析模型各項指標(biāo)擬合優(yōu)度良好,表明選取的觀察指標(biāo)能夠有效地測量其對應(yīng)的維度,擬合結(jié)果見表6。

表6 驗證性因子分析模型的擬合結(jié)果

如表7所示,每個維度的組合信度在0.731～0.878之間,大于0.6。平均變異抽取量除生活環(huán)境和非正式社會支持外,其他均大于0.50的理想值,說明該模型收斂效度良好。

表7 驗證性因子分析結(jié)果

整理后的數(shù)據(jù)如表8所示,各維度之間均具有顯著的正相關(guān)關(guān)系(p<0.001),相關(guān)系數(shù)小于對應(yīng)維度的AVE平方根,表明選取的維度之間不僅具有合理的關(guān)聯(lián)性,還表現(xiàn)出理想的區(qū)分效度。綜上,本研究的生活質(zhì)量量表具有不錯的信度和效度,可以用來進行實證分析。

表8 區(qū)分效度檢驗結(jié)果

(三)基于結(jié)構(gòu)方程模型的實證分析結(jié)果

通過一階驗證性因子分析發(fā)現(xiàn),一階潛在因素可能受到一個更高潛在因子的影響。因此,進一步構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程的高階因子分析模型。結(jié)合問卷設(shè)計和模型分析結(jié)果,將二階潛變量命名為“生活質(zhì)量”。

為了驗證假設(shè)關(guān)系,對構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型進行擬合驗證。根據(jù)初始模型運行結(jié)果對假設(shè)模型進行修正,增列了誤差變量的共變關(guān)系(e3與e6、e4與e5、e6與e8、e9與e10、e16與e17、e18與e19、e22與e23)。因為農(nóng)村留守老人的具體生活行為之間的影響作用存在一定的交集,因此添加相關(guān)誤差項與現(xiàn)實相符,圖1為生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系結(jié)構(gòu)方程路徑圖。

圖1 農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系結(jié)構(gòu)方程路徑圖

1.方程模型整體適配度評價

表9詳細列明了結(jié)構(gòu)模型檢驗所得的主要適配指數(shù)。主要適配指標(biāo)的擬合值除GFI值、TLI值非常接近推薦值0.9以外,其他指標(biāo)的擬合值均達到適配標(biāo)準,模型和數(shù)據(jù)整體的擬合優(yōu)度較好,農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量模型得到了數(shù)據(jù)支持。

表9 結(jié)構(gòu)方程模型的配適度指標(biāo)值

2.檢驗結(jié)果

變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系及標(biāo)準化回歸系數(shù)估計值、假設(shè)檢驗結(jié)果等如表10所示?？梢钥闯?回歸系數(shù)在置信度0.001的水平下顯著,模型檢驗結(jié)論支持本研究提出的生活質(zhì)量指標(biāo)體系,表示預(yù)設(shè)的理論模型符合實際。

表10 假設(shè)檢驗結(jié)果

(四)指標(biāo)權(quán)重的確定

根據(jù)模型的二階因子結(jié)構(gòu)分析得出的觀察指標(biāo)對外生潛在因子影響的回歸系數(shù),以及外生潛在因子對內(nèi)生潛在因子影響的回歸系數(shù),可以進一步利用加權(quán)平均數(shù)算法對各個維度和指標(biāo)進行權(quán)重配置。具體的操作步驟為:將單個維度的所有觀察指標(biāo)回歸系數(shù)相加總,單項指標(biāo)的回歸系數(shù)除以它所在維度回歸系數(shù)的總和得到單項指標(biāo)的權(quán)重;將各維度的回歸系數(shù)相加總,單個維度的回歸系數(shù)除以各維度回歸系數(shù)的總和得到單個維度的權(quán)重。具體計算結(jié)果見表11。

表11 農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量指標(biāo)權(quán)重統(tǒng)計表

五、 結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文基于積極老齡化理論,運用結(jié)構(gòu)方程模型針對農(nóng)村留守老人構(gòu)建了包含7個維度29個指標(biāo)的生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系。指標(biāo)體系的可靠性和有效性通過了實證檢驗,依據(jù)所構(gòu)建的指標(biāo)體系可以對農(nóng)村留守老人的生活質(zhì)量進行科學(xué)評價,為相關(guān)政策的制定和完善提供參考。

首先,農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量評價量表中物質(zhì)生活權(quán)重最高(0.157),其次是健康狀況(0.155),排第三的是社會參與(0.153)。這與現(xiàn)有老年人口生活質(zhì)量評價指標(biāo)權(quán)重有所不同,已有研究發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)老人生活質(zhì)量指標(biāo)權(quán)重排前三位的是健康生活質(zhì)量、物質(zhì)生活質(zhì)量和家庭生活質(zhì)量[7]。這說明由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會發(fā)展的不均衡,普適性的老人生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系并不能完全適用于農(nóng)村留守老人這個特殊群體。因此,對生活質(zhì)量的深入研究有必要針對群體進行細化,以揭示不同群體生活行為的特征。研究表明物質(zhì)生活、健康狀況以及社會參與的改善是提升農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量的重點。值得注意的是,社會參與已經(jīng)成為當(dāng)前農(nóng)村老人生活的重要內(nèi)容。這意味著,“積極老齡化”不僅包括良好的健康狀況,還應(yīng)包括持續(xù)的社會參與、良好的經(jīng)濟和文化生活環(huán)境,是健康老齡化、有保障的老齡化和有參與的老齡化。

其次,在指標(biāo)的測量方式上,與多數(shù)研究從宏觀視角采用客觀統(tǒng)計指標(biāo)衡量生活質(zhì)量不同,本文從主觀視角出發(fā),用個體的滿意度表示其生活質(zhì)量,設(shè)置了29個滿意度指標(biāo)反映留守老人的生活質(zhì)量。研究表明7個維度所對應(yīng)的二級指標(biāo)均通過統(tǒng)計檢驗,可以準確反映各指標(biāo)對于所屬維度的重要性。物質(zhì)生活維度的二級指標(biāo)按照權(quán)重排序為:收入水平滿意度(0.240)>生活支出滿意度(0.226)>醫(yī)療支出滿意度(0.207)>生活設(shè)施滿意度(0.170)>住房條件滿意度(0.157)。這說明提高收入水平仍是改善農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量的首要舉措。健康維度中,心理健康滿意度的權(quán)重(0.573)高于身體健康滿意度(0.427)。隨著農(nóng)村醫(yī)療條件和居民身體健康狀況的改善,心理健康對于農(nóng)村留守老人日益重要。社會參與維度的二級指標(biāo)按照權(quán)重排序為:總體休閑生活滿意度(0.223)=社會活動參與滿意度(0.223)>社區(qū)休閑場所和設(shè)施滿意度(0.212)=社區(qū)休閑文化活動滿意度(0.212)>生產(chǎn)勞動滿意度(0.130)。研究表明,休閑生活和社會活動對留守老人具有同等重要的作用,隨著物質(zhì)條件的改善,農(nóng)村老年人對滿足精神需求的休閑生活以及具有自我完善和維持社會關(guān)系功能的社會活動越來越重視。

(二)政策啟示

本文構(gòu)建的生活質(zhì)量評價指標(biāo)體系有利于科學(xué)衡量農(nóng)村留守老人的生活質(zhì)量,解決不同地區(qū)比較困難等問題,為在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下全面改善農(nóng)村留守老人生活質(zhì)量提供了重要的政策啟示。

推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興和共同富裕,提升農(nóng)村留守老人的物質(zhì)生活水平。黨的二十大報告指出,“著力解決好人民群眾急難愁盼問題,健全基本公共服務(wù)體系,提高公共服務(wù)水平,增強均衡性和可及性,扎實推進共同富?！?。首先,應(yīng)發(fā)揮初次分配和再分配機制在提升發(fā)展效率、促進社會公平中的作用。完善農(nóng)村養(yǎng)老保險制度,調(diào)整農(nóng)村居民養(yǎng)老金水平,使之與農(nóng)村地區(qū)的消費水平保持同步。其次,應(yīng)發(fā)揮農(nóng)村老年人的主體性作用,讓其成為鄉(xiāng)村振興的參與者與受益者。村委會、老年協(xié)會可以組織農(nóng)村低齡老人參與綠色蔬果的種植、手工藝品的制作、生態(tài)旅游的組織、農(nóng)家樂式的文化休閑項目的設(shè)計等適合老年勞動力的產(chǎn)業(yè)。最后,基層政府應(yīng)根據(jù)低齡老年人的實際情況開展相應(yīng)的技能培訓(xùn)、融資服務(wù)、教育宣傳等活動,滿足銀齡勞動力參與市場勞動的需求,從而提高農(nóng)村老年人的收入和物質(zhì)生活水平。

健全老年人健康支持體系,關(guān)注農(nóng)村留守老人的身心健康。習(xí)近平總書記指出“健康是幸福生活最重要的指標(biāo)”,要求“把人民健康放在優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略地位”。積極應(yīng)對人口老齡化,要重視疾病預(yù)防,廣泛開展健康宣傳教育,為老年人提供全方位全過程的健康管理服務(wù),幫助老年人樹立全生命周期的健康理念、養(yǎng)成健康文明的生活方式。進一步深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革,完善農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系和醫(yī)療保障體系的銜接機制,推進醫(yī)療衛(wèi)生資源向農(nóng)村醫(yī)療機構(gòu)下沉,加快培養(yǎng)農(nóng)村全科醫(yī)生人才隊伍,不斷提高農(nóng)村地區(qū)老年人健康服務(wù)和管理水平。尤其要加強農(nóng)村留守老人的心理健康服務(wù),定期開展農(nóng)村留守老人的心理疾病篩查,并及時進行相應(yīng)的干預(yù)。如社區(qū)工作者可以組織心理健康知識宣傳活動,針對有心理問題或可能出現(xiàn)心理問題的重點人群提供心理咨詢和精神慰藉,提升老年人心理健康水平。

倡導(dǎo)積極老齡化觀念,促進農(nóng)村留守老人的社會參與。充分挖掘和整合農(nóng)村現(xiàn)有資源,為老年人提供教育、體育鍛煉、文化交流活動的場所,暢通老年人社會活動參與的渠道。如加強農(nóng)村社區(qū)老年活動中心的建設(shè),區(qū)分適合一般老年人及功能受限的老年人鍛煉和娛樂的設(shè)施;社區(qū)、社會組織和社工機構(gòu)聯(lián)合起來開展社區(qū)志愿活動、城鄉(xiāng)融合的文化娛樂活動等,激發(fā)老年人的參與熱情,擴大老年人的活動范圍,豐富老年人的活動內(nèi)容,提高老年人的社會參與度。