中國流動老年人口健康狀況影響因素及公平性

何南芙 普亞姣 李忠起 時宏 趙晗方 李玉玉 李相榮 任正 張秀敏 李金玲

(1吉林省省直干部保健室，吉林 長春 130051；2吉林大學公共衛(wèi)生學院；3吉林國際旅行衛(wèi)生保健中心；4 65316部隊衛(wèi)生連)

健康不平等包括純粹上的健康不平等和社會經(jīng)濟上的健康不平等，而由社會經(jīng)濟因素造成的健康不平等，被認為是不公正的健康不平等，亟待被解決〔1〕。WHO在《2020-2030年健康老齡化行動十年》中明確提出關注與健康老齡化有關的不公平現(xiàn)象，以改善老年人健康水平，彌合健康差距〔2〕。統(tǒng)計顯示，2000年以后，老年流動人口數(shù)量增速加快，從2000年的503萬人增加至2015年的1 304萬人，年均增長6.6%〔3〕。流動老年人口作為健康老齡化重點聚焦的弱勢群體，一方面由于身體機能衰退和抵抗能力下降，與其他年齡段人群相比存在更高的健康風險；另一方面由于流動帶來的諸多限制，與同齡戶籍人群相比在醫(yī)療衛(wèi)生資源的獲取利用上存在不平等。以往對流動老年人口健康研究大多集中于現(xiàn)狀及影響因素研究〔4～6〕，對其健康公平性研究相對缺乏。本研究在分析流動老年人口健康水平及影響因素的基礎上，對其健康公平性進行分析。

1 資料與方法

1.1資料來源 本研究使用2017年國家流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的按規(guī)模大小成比例的概率抽樣(PPS)方法在全國31個省(區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設兵團進行抽樣。調(diào)查對象為在流入地居住1個月及以上，非本區(qū)(縣、市)戶口的15周歲及以上流入人口。調(diào)查內(nèi)容包括：家庭成員與收支情況、就業(yè)情況、流動及居留意愿、健康與公共服務、社會融合五個方面。本研究以年齡≥60歲的8 512名流動老年人口作為研究對象，按戶口性質(zhì)將其分為農(nóng)村戶籍流動老年人口與城市戶籍流動老年人口。

1.2指標定義

1.2.1健康指標 自評健康是個體對自己身體健康的主觀感受，綜合了個體的主觀和客觀健康狀況，是評價人群健康水平的可靠指標〔7〕。因此本文使用自評健康來測量流動老年人口健康水平。根據(jù)問卷中“您的健康狀況如何？”的問題，將回答“健康”“基本健康”的視為自評健康，賦值為0。回答“不健康，但生活能自理”“生活不能自理”的視為自評不健康，賦值為1。本研究以自評不健康率作為衡量健康狀況的指標，自評不健康率=自評不健康人數(shù)/調(diào)查總?cè)藬?shù)。

1.2.2健康公平性評價指標 集中指數(shù)(CI)是測量不同社會經(jīng)濟水平下流動老年人口健康公平性最常用的方法之一〔8〕。它的取值范圍在〔-1，1〕。CI值為0，表示絕對公平；CI為正值，表明公平性偏向高收入階層；CI為負值，表明公平性偏向低收入階層。集中指數(shù)計算公式為：CI=2COV(X，H)/M。其中，X代表各經(jīng)濟收入組的秩次；H代表各經(jīng)濟收入組健康水平；M代表整體人群健康水平。

1.3統(tǒng)計學方法 應用STATA15.0及SPSS24.0軟件進行χ2檢驗、Logistic回歸分析。采用集中指數(shù)法評價流動老年人口健康公平性。

2 結(jié) 果

2.1研究對象健康狀況影響因素單因素分析 8 512名流動老年人口中自評為“健康”者7 053人(82.90%)，“不健康”者1 459人(17.10%)。不同性別、年齡、戶口性質(zhì)、受教育程度、婚姻狀況、參保情況、流遷范圍、流遷時長、流動原因、收入水平、年內(nèi)患病情況的流動老年人口健康狀況差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05，P<0.001)。見表1。

2.2研究對象健康狀況影響因素二元Logistic回歸分析 以流動老年人口自評健康狀況為因變量(0=健康，1=不健康)，進行二分類Logistic回歸分析，結(jié)果顯示：性別、年齡、戶口性質(zhì)、受教育程度、流遷范圍、流遷時長、流動原因、收入水平、年內(nèi)患病情況是流動老年人口健康狀況的主要影響因素。見表2。

2.3研究對象健康公平性情況 上述分析顯示收入水平作為影響因素對流動老年人口健康狀況產(chǎn)生一定影響，為此本研究以收入水平因素為依據(jù)，通過集中指數(shù)法進一步探究流動老年人口健康公平性差異。結(jié)果顯示流動老年人口的集中指數(shù)為-0.103，其中城市戶籍流動老年人口為-0.014，農(nóng)村戶籍流動老年人口為-0.114，集中指數(shù)均為負值，表明流動老年人口健康狀況存在傾貧性不平等，農(nóng)村戶籍流動老年人口健康不公平程度大于城市戶籍流動老年人口。見表3。

表1 研究對象健康狀況影響因素單因素分析(n=8 512)

表2 研究對象健康狀況影響因素二元Logistic回歸分析(n=8 512)

續(xù)表2 研究對象健康狀況影響因素二元Logistic回歸分析(n=8 512)

表3 不同收入水平分組下研究對象健康公平性分析〔n(%)〕

3 討 論

流動老年人口是我國社會轉(zhuǎn)型下的特有產(chǎn)物，具有“衰老”和“流動”雙重特征。本研究顯示流動老年人口自評不健康率低于劉樂等〔9〕研究戶籍老年人口自評不健康率23.5%的結(jié)果，這可能是本研究中流動老年人口相對低齡化，還可能與“健康移民”效應有關，即選擇流動的老年人口健康狀況較好。但研究結(jié)果高于杜本峰等〔10〕利用2015年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)研究流動老年人口自評不健康率的結(jié)果(11.43%)。原因可能在于流動老年人口在身體素質(zhì)處于弱勢的年紀，離開原居住地進入陌生的環(huán)境，社會資本、環(huán)境適應能力和社會參與度相對較低〔11〕，持續(xù)受到低社會融入的壓力，對身心健康產(chǎn)生影響，長此以往會對原有的健康優(yōu)勢產(chǎn)生損耗。在社會人口學特征上，流動老年人口健康狀況在不同群體內(nèi)部間存在差異。與低齡組相比，高齡組流動老年人口自評不健康率較高，與石鄭〔12〕研究結(jié)果一致。這可能是隨著年齡增加，身體功能衰退，身體素質(zhì)變差，患病風險加大，從而降低流動老年人口對自身健康評價。農(nóng)村戶籍流動老年人自評不健康率高于城市戶籍流動老年人口，與王會光〔13〕的研究結(jié)果一致。這可能是農(nóng)村戶籍流動老年人口衛(wèi)生服務需要較大、衛(wèi)生服務支付能力較弱、衛(wèi)生服務利用率較低〔14〕，對自身疾病管理較差，導致健康自評較差。受教育程度高者自評不健康率低，與謝謹?shù)取?5〕研究結(jié)果一致。這可能是教育水平高的流動老年人口健康素養(yǎng)水平較高，對疾病的感知能力強，有著較高的自我健康管理意識，能夠通過多種途徑獲取相關衛(wèi)生服務，預防疾病的發(fā)生發(fā)展，從而對自身健康產(chǎn)生較為積極的評價。

流動老年人口作為一個特殊群體，其健康狀況在不同流動特征群體內(nèi)部間存在差異。具體表現(xiàn)為流遷范圍為市內(nèi)跨縣流動老年人口自評不健康率高于跨省流動者，與武玉等〔16〕研究結(jié)果一致。這可能是受到人口流動的“健康選擇”機制影響，即健康狀況不佳的老年人傾向于選擇短距離的市內(nèi)跨縣流動。流動原因為務工經(jīng)商者自評不健康率較低，這可能是務工經(jīng)商流動老年人口多集中在低年齡段，健康狀況較好，對自身健康評價較為積極。還可能是流動原因為務工經(jīng)商者選擇在流入地獲取工作，多為主動遷移，需要良好的身體素質(zhì)作為前提。

“健康中國2030”規(guī)劃綱要明確提出要改善健康公平，逐步縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)、人群間的健康水平差異?；诮】禉C會平等的健康結(jié)果相對公平不僅是健康老齡化的價值目標，也是健康促進的核心價值取向〔17〕。本研究公平性分析結(jié)果顯示流動老年人口自評不健康率親低收入者。這可能由于高收入人群能夠增加健康投資的預算，改善醫(yī)療衛(wèi)生服務經(jīng)濟可及性，提高衛(wèi)生資源的利用程度，滿足其健康需求，從而形成對自身積極的健康評價。農(nóng)村戶籍流動老年人口的集中指數(shù)絕對值高于城市戶籍流動老年人口，表明農(nóng)村戶籍流動老年人口傾貧性不公平程度更高。這可能是由于農(nóng)村戶籍人口收入差距對健康的影響高于城鎮(zhèn)戶籍人口，農(nóng)村戶籍人群相對較低的收入會加劇對貧富差距認知的嚴重程度，從而對健康產(chǎn)生負向作用〔18〕。

綜上，流動老年人口健康水平有待提高，健康公平性有待改善。流動老年人口的健康問題，需根據(jù)其自身異質(zhì)性及健康需求特點綜合采取措施。建議進一步推進基本公共衛(wèi)生服務均等化，加強基層衛(wèi)生服務能力和基礎設施建設，切實提高流動老年人口對基本公共衛(wèi)生服務的可及性和利用率，縮小流動老年人口與戶籍老年人口基本公共衛(wèi)生服務差距。同時建議完善社會保障制度，強化醫(yī)療救助對低收入群體的保障功能，縮小由貧富差距所帶來的健康不平等，實現(xiàn)健康的公平可及。