農村獨居老人生活滿意度研究
——基于江西省豐城市的實證分析

楊 旋

（上海工程技術大學管理學院，上海 201620）

一、文獻綜述及問題的提出

截至2019 年年底，我國60 歲及以上老年人口數量已經達到2.54 億，占我國總人口的比例為18.1%①數據來源于2019 年國民經濟和社會發展統計公報。。據權威數據預測，到2025 年我國60 歲及以上老年人口數量將突破3 億[1]。隨著老齡化程度日益加深，農村獨居老人這一群體不容忽視[2]。我國學者有關獨居老人的研究主要集中在他們的生存狀況與需求、社會支持和生活滿意度等方面。

從生存狀況與需求來看：鐘耀仁（2004）[3]通過研究上海市80 歲及以上獨居老人發現，女性占這一群體的比例較大，且這一群體受教育程度較低。在日常生活中，這一群體的收入水平較低，自理能力較差，精神文化活動不足。這一群體的70%左右主要依靠養老金，而養老金水平較低。這一群體中，大部分生活完全能自理，占比59.1%，小部分不能自理，占比14%；這一群體普遍存在不同程度的孤獨感，遇到困難時還會產生焦慮。陳習瓊（2015）[4]通過對獨居老人現有研究總結認為：這一群體最主要的需求集中在生活照料、醫療服務、精神慰藉、信息傳遞和溝通等方面。

從社會支持來看：馬靜和席淑華（2012）[5]通過對上海市黃浦區的高齡獨居老人調查發現，在這一群體中，性別、文化程度、經濟收入與他們的社會支持得分顯著相關。賀靜（2010）[6]通過對陜北農村獨居老人的調查研究發現，這一群體的收入主要來源于子女支持和低保等；這一群體的交流意愿比較強烈；需要加強鄰里間的互助。

從生活滿意度來看：蔡天驥（2004）[7]通過研究發現，經濟狀況、心理狀況和社會交往狀況會顯著影響女性獨居老人的生活滿意度。他同時就這些因素如何影響生活滿意度進行了深入分析。

綜上所述，人口學因素、心理因素、經濟因素和社會因素會顯著影響獨居老人這一群體的生活滿意度。但國內聚焦于農村獨居老人生活滿意度的研究幾乎沒有，而農村獨居老人的生活滿意度是非常值得研究者重視的。本文將采用問卷調查法與二項Logistic 回歸模型進行深入分析。

二、研究設計

（一）數據來源

本文分析所用數據來源于對江西省豐城市農村獨居老人進行問卷調查的數據。江西省豐城市是江西省試點省直管縣（市），全國百強縣市，是全國長壽之鄉。本文以豐城市農村獨居老人為研究對象，共取得有效樣本232 份。

（二）變量設置

本文的因變量是農村獨居老人生活滿意度。選取了三類自變量來分析影響這一群體生活滿意度的因素：一是人口學因素：性別、年齡、文化程度、慢性病情況、月平均收入；二是基本生活狀況：所居住的房屋狀況、日均娛樂時間、鄰里關系；三是社會支持狀況：子女親朋探訪、養老保險狀況、醫療保險狀況。

表1 變量定義及基本描述

（三）研究假設

在現有相關研究的基礎上，提出以下3 個假設。

假設1：人口學因素顯著影響農村獨居老人的生活滿意度。農村獨居老人的年齡、文化程度、月平均收入會顯著影響他們生活滿意度，且呈正相關關系。而患慢性病種類與生活滿意度呈負相關關系。但是性別并不會顯著影響他們的生活滿意度。

假設2：基本生活狀況中的所居住的房屋狀況、日均娛樂時間、鄰里關系會顯著影響農村獨居老人的生活滿意度，且都呈正相關關系。

假設3：社會支持中的子女親朋探訪、養老保險和醫療保險會顯著影響他們的生活滿意度，且呈正相關關系。

（四）研究方法

由于因變量為二分類變量，且為了估計生活滿意的概率與生活不滿意的概率之間的比值，并分析某一自變量變化導致的比值變化，本文采取二項Logistic 模型來進行分析。二項Logistic 回歸基本方程為：；其中，P 表示對生活滿意的概率，自變量Xi表示影響生活滿意度的各因素，βi是各自變量的回歸系數，β0為常數項[2]。

三、實證分析

（一）變量的描述性統計分析

1.因變量的描述統計分析

在調查的樣本中，有76.7%的農村獨居老人對生活感到滿意，23.3%的農村獨居老人對生活感到不滿意，可見豐城市農村獨居老人大部分對自身的生活質量是比較認可的。

2.自變量的描述統計分析

人口學因素：在性別方面，女性占50.4%，男性占49.6%；在年齡上，60～69 歲的占21.6%，70～79 歲的占40.1%，80 歲及以上的占38.3%；在文化程度上，文盲的占45.3%，小學的占36.3%，初中及以上的占18.4%；在慢性病狀況上，沒有的占39.7%，1～2種的占42.2%，2 種以上的占18.1%；在月均收入方面，0 元～499 元的占27.2%，500 元～999 元的占36.6%，1 000 元及以上的占36.2%。

基本生活狀況：在居住房屋狀況方面，評價不好的占45.3%，評價好的占54.7%；在日均娛樂時間方面，1 小時以下的占25.9%，1～2 小時的占39.2%，2 小時以上的占34.9%；在與鄰里關系方面，評價不好的占29.7%，評價好的占70.3%。

社會支持狀況：在子女親朋探訪方面，不經常探訪的占26.3%，經常探訪的占73.7%；在養老保險方面，沒有的占24.1%，有的占75.9%；在醫療保險方面，沒有的占12.9%，有的占87.1%。

（二）農村獨居老人生活滿意度影響因素的二項Logistic 回歸分析

本文主要從這一群體的人口學因素、基本生活狀況及社會支持狀況這三方面來分析影響他們生活滿意度的主要因素。在進行回歸分析之前，需要先對各自變量進行多重共線性檢測，由表2 可知，容忍度>0.1 且方差膨脹因子VIF<10，這表明各變量之間的相關性較小，通過多重共線性檢驗[2]。

表2

二項Logistic 回歸的結果如表3 所示。總體模型卡方檢測值為0.000，表明模型較合理。-2 倍對數似然值較小，Hosmer 和Lemeshow 檢驗的Sig 值0.951>0.05，模型擬合度較好。

表3 農村獨居老人生活滿意度影響因素的二項Logistic回歸分析

在人口學因素方面：性別并沒有顯著影響農村獨居老人的生活滿意度。在年齡上，70～79 歲的農村獨居老人對生活滿意的概率是60～69 歲的6.333倍，且通過顯著性檢驗。但80 歲及以上的未通過顯著性檢驗。在文化程度方面，小學文化程度的農村獨居老人對生活滿意的概率是文盲的6.332 倍，且通過顯著性檢驗。初中及以上文化程度的農村獨居老人對生活滿意的概率是文盲的10.005 倍，且通過顯著性檢驗。在慢性病狀況上，患慢性病的種數與生活滿意度之間呈現負相關關系，患1～2 種慢性病的農村獨居老人對生活滿意的概率是沒有慢性病的0.14 倍，患2 種以上慢性病的農村獨居老人對生活滿意的概率是沒有慢性病的0.028 倍，且顯著性水平較高。在月平均收入上，收入為500 元～999 元的農村獨居老人對生活滿意的概率是0 元～499 元的6.614 倍，收入為1 000 元及以上的農村獨居老人對生活滿意的概率是0 元～499 元的8.783 倍，且都通過顯著性檢驗。因此，假設1 基本得到驗證。

在基本生活狀況方面：所居住房屋狀況好的農村獨居老人對生活滿意的概率是所居住房屋狀況不好的6.516 倍，且顯著性水平較高。日均娛樂時間在1～2 小時的農村獨居老人對生活滿意的概率是1小時以下的20.045 倍，且顯著性水平高。日均娛樂時間在2 小時以上的農村獨居老人對生活滿意的概率是1 小時以下的9.283 倍，且通過顯著性檢驗。這與鄰里關系好的農村獨居老人對生活滿意的概率是與鄰里關系不好的9.760 倍，且顯著性水平較高。因此，假設2 基本得到驗證。

在社會支持方面：子女親朋經常探訪的農村獨居老人是不經常探訪的11.064 倍，且顯著性水平較高。在養老保險上，雖然有養老保險的農村獨居老人對生活滿意的概率是沒有養老保險的3.721 倍，但是沒有通過顯著性檢驗。在醫療保險上，有醫療保險的農村獨居老人對生活滿意的概率是沒有醫療保險的15.131 倍，且通過顯著性檢驗。因此，假設3 基本得到驗證。

四、結論與對策建議

通過上述分析表明：農村獨居老人的生活滿意度主要受文化程度、慢性病狀況、月平均收入、居住房屋狀況、與鄰里關系狀況、子女親朋探訪頻率、醫療保險的影響。其中，文化程度越高、月平均收入越多、所居住房屋狀況越好、與鄰里關系越好、子女親朋探訪越頻繁、有醫療保險的農村獨居老人對生活更滿意；患慢性病種類越多的農村獨居老人對生活越不滿意。上述分析為提升農村獨居老人生活滿意度提供了諸多啟發。

第一，充分發揮新農合的保障作用。要向農村獨居老人廣泛宣傳新農合的醫療保障作用，打消他們在參保時由于參保金額較大帶來的一些顧慮，80歲以上的高齡老人的參保費用可以考慮由縣市一級的地方財政負擔。同時，要加強新農合的預防性衛生保健的作用。

第二，適度提高農村獨居老人收入。農村獨居老人的收入較少且來源比較單一，主要依靠子女逢年過節的“孝敬”、老齡津貼和低保等。鑒于大部分獨居老人的田地都無力耕種，可以著力推動農村土地流轉。農村獨居老人可以此為契機，以土地資本為要素，通過土地流轉來獲取收入。

第三，著力推進新農村建設。為打造良好的農村生活環境，豐城市正逐步推進農村“七改三網兩系統”建設。在推進的過程中，可以引導農村獨居老人改善居住條件，加強老年娛樂設施與鍛煉設施等基礎建設，加大農村社區基礎設施的適老化的改造力度。

第四，打造老年和諧農村社區。在農村社區，由于大部分青壯年外出務工，在家的少數青壯年就成了農村社區的肱骨。村民理事會可以通過村風建設，加強對在村青壯年價值觀的引導，發揚敬老愛老助老的優良傳統；村民理事會還要發揮好橋梁紐帶作用，對農村社區居民尤其是獨居老人間的鄰里關系要重點關注，及時處理、調解好糾紛，建設一個敬老愛老助老的和諧的農村社區。