1 引言

中國人口老齡化程度不斷加劇,“老年健康”問題已經成為社會發(fā)展的關鍵議題,其相關研究也已成為國家戰(zhàn)略的重要內容[1]。“居家為基礎、社區(qū)為依托、機構為支撐的養(yǎng)老服務體系”決定了居家養(yǎng)老是中國老人最重要的養(yǎng)老模式[2]。與此同時,當前傳統(tǒng)的居家養(yǎng)老生活模式已經在家庭規(guī)?？s小、家庭親屬關系弱化等因素的影響下發(fā)生著變化[3],其中三代同住比例下降、與配偶同住或獨居比例上升是家庭養(yǎng)老模式發(fā)生變化的重要表現(xiàn)[4]。這就意味著對于當前中國居家養(yǎng)老的老人而言,完全依靠子女提供養(yǎng)老支持的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式難以為繼,而來自于日常居住社區(qū)的支持變得更加重要。因此研究社區(qū)環(huán)境如何影響居家養(yǎng)老老年人的健康也必然成為改善中國老年健康的關鍵。

關于老年人健康的影響因素,已有研究結論概括起來主要包括兩方面：內部因素與外部因素。內部影響因素的研究多從人口學、醫(yī)學、心理學等角度進行分析,這些研究一致認同社會經濟地位、個體行為等方面是影響老年人健康的重要因素[5,6],其中步行被認為是影響老年人健康與壽命最為重要的行為方式[7,8,9,10,11,12,13]。關于老年人健康外部影響因素的研究涉及養(yǎng)老模式、社會資本、生活環(huán)境等幾個方面,主要觀點包含以下內容：居家養(yǎng)老模式比機構養(yǎng)老模式更有利于老年人的健康[14],社會資本有助于老年人獲取更多的社會資源與支持、增強人際交往與信任感、降低生活壓力、有效促進老年健康[15],良好的生活環(huán)境對其身體和心理健康有重要的改善作用[16],更完善的社區(qū)環(huán)境、更和諧的社區(qū)文化有利于提高老年人的社會參與,減少老年人的心理問題,改善老年人的心理健康狀況[17]。

從現(xiàn)有文獻來看,學者們從不同視角對老年人健康的影響因素進行了探討,并取得了豐碩的成果,但關于老年人健康內部因素與外部因素多學科多維度的綜合研究仍然較少。正如Mulhern等指出的,對健康的探討必然是一個多維度的研究[18],影響老年健康的外部因素與內部因素之間并不會孤立存在,而是相互作用：環(huán)境影響人的行為,環(huán)境與行為共同影響著人的健康[19]。老年健康是一個從環(huán)境到行為再到健康的復雜路徑,需要綜合多學科多維度的研究。與此同時,由于不同年齡階段老年人在生理機能、行為習慣與心理狀態(tài)等多方面均存在顯著差異,其健康影響因素也會存在不同,因此探究不同年齡階段老年人的健康路徑差異具有重要的現(xiàn)實意義。本文基于復旦大學2014年進行的“社區(qū)老年人健康鄰里調查”數(shù)據(jù),運用結構方程模型的分析方法,建構了居家養(yǎng)老老年人“社區(qū)環(huán)境-步行-老年健康”概念模型,探討了社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境、步行行為與老年健康之間的邏輯關系,并分析了不同年齡階段老年人的差異。研究結論證實了社區(qū)環(huán)境對老年人步行與健康具有重要影響,豐富了老年人健康影響因素的研究成果,并強調了社區(qū)環(huán)境的建設與優(yōu)化對老年人健康生活的重要意義,為相關城市公共政策的制定提供有益參考。另一方面,研究結論揭示了社區(qū)休閑環(huán)境與社區(qū)交往環(huán)境對不同年齡階段老年人步行與健康作用的差異,為城市規(guī)劃、城市更新以及社區(qū)適老化改造項目的精細化設計與實施提供有效的支持。

2 研究設計

2.1 研究假設

世界衛(wèi)生組織報告指出健康的四大決定因素：一是內因,即遺傳因素,占15%;二是外界環(huán)境因素,其中社會環(huán)境占10%,自然環(huán)境占7%,共占17%;第三是醫(yī)療條件,占8%;第四是個人生活方式,占60%(世界衛(wèi)生組織（The World Health Organization）中文官方網(wǎng)站: https://www.who.int/whr/previous/zh/)。也就是說,對于老年人的健康而言,環(huán)境因素與生活方式起著極為重要的作用。人類個體壽命的差異小部分受遺傳內因控制,而大部分則取決于個人行為與環(huán)境等外因及其與遺傳內因交互作用的影響[20],甚至有學者指出社會、行為、環(huán)境因素會調控人的基因,進而對老年健康與壽命產生重要的影響[21]。

居住模式與居住環(huán)境對健康和長壽具有重要影響[14]。對居家養(yǎng)老的老人而言,社區(qū)休閑環(huán)境對其心理健康產生重要的影響[16,17],社區(qū)鄰里之間和諧的社會交往,有助于提高老年人的社會參與、促進老年人交流情緒、表露感受,消除生活中的煩惱,降低老年人常有的孤獨感與失落感,從而滿足其情感需求并改善老年人的健康狀況[22],甚至可以有效降低死亡率[23]。據(jù)此,提出以下假設：

假設1：良好的社區(qū)休閑環(huán)境對老年健康具有顯著正向影響

假設2：良好的社區(qū)交往環(huán)境對老年健康具有顯著正向影響

步行有助于改善老年人的健康幾乎是一個不爭的事實。步行可以延緩骨質疏松、預防跌倒、降低髖關節(jié)骨折發(fā)病率[8],有益于老年人心腦血管疾病的防治[9],有效減輕焦慮等負面情緒并預防抑郁癥等心理疾病的發(fā)生[10],減輕糖尿病的發(fā)病率與發(fā)病程度[11],并能延緩老年認知能力的下降,有效預防老年癡呆[12],甚至可以降低由于中風、呼吸道疾病、癌癥等造成的死亡率[13]?？傊?步行可以改善老年人身體各系統(tǒng)功能、有效提高老年健康水平。據(jù)此,提出以下假設：

假設3：步行強度的提升對老年健康具有顯著的促進作用

社會學理論在對人類行為和社會環(huán)境的研究中認為,社會環(huán)境對人的行為起著至關重要的作用[24],“結構理論”將戶外環(huán)境賦予社會意義,認為人的行為與社會互動總是發(fā)生在特定的空間環(huán)境中。人在不同物質環(huán)境條件下會選擇不同的活動類型,高質量的戶外環(huán)境會激發(fā)更多的休閑活動和社會交往[25],同時有助于促進居民步行的強度與頻次[26]。社區(qū)所提供的物質環(huán)境與社會交往環(huán)境對老年人的健康具有非常重要的作用,高質量的社區(qū)休閑環(huán)境會提升社區(qū)交往環(huán)境,優(yōu)質的社區(qū)休閑環(huán)境與交往環(huán)境能進一步提高老年人步行的頻率和強度。這就意味著社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境、步行對老年人健康的影響是一個相互關聯(lián)相互影響的復雜關系。據(jù)此,提出以下假設：

假設4：良好的社區(qū)休閑環(huán)境對老年人的步行強度具有顯著正向影響

假設5：良好的社區(qū)交往環(huán)境對老年人的步行強度具有顯著正向影響

假設6：良好的社區(qū)休閑環(huán)境通過社區(qū)交往環(huán)境的中介作用顯著正向影響老年人的步行強度

假設7：良好的社區(qū)休閑環(huán)境通過步行的中介作用顯著正向影響老年健康

假設8：良好的社區(qū)交往環(huán)境通過步行的中介作用顯著正向影響老年健康

2.2 數(shù)據(jù)、樣本與變量

2.2.1 數(shù)據(jù)與樣本 為了深入探究社區(qū)環(huán)境如何影響老年人的步行與健康狀況,復旦大學于2014年6月對上海市新華街道的居家養(yǎng)老老人進行了“社區(qū)老年人健康鄰里調查”。新華街道位于上海市長寧區(qū),共包括17個居住區(qū)198個社區(qū),占地面積約2.2 km2,人口約7.8萬人,超過65歲的人口占比16%。調查采用二階段抽樣方法：首先,以盡量多樣性的地理區(qū)位、交通便捷程度、竣工年份等方面作為抽樣原則(為了盡可能使社區(qū)樣本與老年人樣本具有更好的代表意義,社區(qū)樣本選取時盡可能覆蓋新華街道中不同品質的社區(qū),而對于社區(qū)品質的好壞需要從多方面考慮,其中地理區(qū)位、交通便捷程度以及建設年代往往具有較好的說明意義,因此本次調查主要以這幾方面的多樣性為抽樣原則。),從17個居住區(qū)的198個社區(qū)中選取43個社區(qū)（圖1）。

圖1   社區(qū)樣本示意圖
注：底圖來源于Google Earth衛(wèi)星影像。

Fig. 1   Map of the community samples

然后,通過居委會獲得居住于被抽中的43個社區(qū)中的60歲及以上老年人名單,若抽中社區(qū)中60歲及以上老年人的數(shù)量小于120名,則沒有認知障礙的老人全部接受調查;若抽中社區(qū)中60歲及以上老年人的數(shù)量大于120名,則采用單純隨機抽樣的方法隨機抽取120名沒有認知障礙的老人進行調查,共獲得2839個樣本,剔除56個不完整無效樣本,最終有效樣本2783個,樣本詳細說明見表1。全體樣本中男性老人樣本共1163個,女性老人樣本共1620個,女性老人人口比例大于男性老人,與全國老年人性別比例一致。對于老齡階段的劃分,國際上普遍以60歲或65歲為老年人口的年齡起點,國內學界普遍認同老年人按實際年齡劃分為3個階段：60~69歲為低齡老年人,70~79歲為中齡老年人,80歲及以上為高齡老年人[27,28],因此本研究以此標準進行低、中、高齡老年人的劃分,最終低齡老年人樣本1292個,中齡老年人樣本964個,高齡老年人樣本527個。

對比上海新華街道“社區(qū)老年人健康鄰里調查”樣本與上海市第六次人口普查（2010年）中60歲以上樣本數(shù)據(jù)的年齡分布,二者保持了基本一致的趨勢,不存在顯著的差異（圖2）,因此我們認為,樣本對上海市的老年人具有較好的代表性。

表1   樣本說明

Tab. 1   Description of the samples

居住區(qū)編號社區(qū)
樣本竣工
年份銷售單價
(元/m2)層數(shù)老年人樣
本數(shù)物質環(huán)境評價居住區(qū)編號社區(qū)
樣本竣工
年份銷售單價
(元/m2)層數(shù)老年人樣
本數(shù)物質環(huán)境
評價西鎮(zhèn)1友力大廈20047064031513.36紅莊23申新花苑19807518218843.662東湖名苑20037238320273.3024鴻發(fā)苑19977994120783.463西鎮(zhèn)小區(qū)1990681856753.4725紅莊小區(qū)19917516018213.71楊宅4新華世紀園200380655201203.63東鎮(zhèn)26華山嘉苑20018185726883.375知音小區(qū)1991706967353.1427平武小區(qū)19907328519693.146申亞新華府20027686030263.60和平28和平小區(qū)1988650967362.90梅安7凱新苑20025601321552.4729幸福小區(qū)1987639676643.378梅泉別墅19962207822153.0930盛源大廈19976145623363.479梅安小區(qū)1993739296822.99張家宅31張家宅1998633836332.87新華10文緣村1999715844943.7632江蘇路722弄1996638567602.6211新華名門2001799837773.2433佳信都市花苑19986926316683.37左家宅12中銀淮海苑19997234824442.81田渡34當代新華20017174218243.2913淮?；▓@20017738126243.5235田渡小區(qū)1997709976603.0314長峰浦江19975213532783.1836凱旋公寓1997697148843.11香花15百花村19867103161203.32人民37今日麗園20037793529633.5016香花橋小區(qū)1988663456703.3438延安公寓19866987014732.87番禺17晶采大廈20007686128623.1839華云大樓19916149716202.8818海富公寓199965956241203.21泰安40興國鳴園20011191685653.19幸福19番禺路385弄19917277161043.1341泰安12019962637173713.2520又一村1991706406863.3142華山花園199580978281203.45牛橋21番禺大廈19935695229783.1343淮海別墅19391072083543.3022番禺路222弄1993571317692.93

注：表格內社區(qū)銷售單價為“鏈家”2018年12月份數(shù)據(jù),以期獲得社區(qū)樣本綜合品質差異的信息支持,物質環(huán)境評價為該社區(qū)老年人對社區(qū)休閑環(huán)境各個測量指標加總平均值。通過對物質環(huán)境評價與竣工年份及社區(qū)銷售單價的雙相關分析可知,物質環(huán)境評價與竣工年份相關系數(shù)高達0.867,與社區(qū)銷售單價的相關系數(shù)也達到了0.302,這意味著,社區(qū)休閑環(huán)境的主觀評價與實際社區(qū)修建年份高度相關,與社區(qū)綜合品質相關性也較高,社區(qū)修建年份以及社區(qū)綜合品質往往與社區(qū)環(huán)境質量存在線性關系,因此老年人對社區(qū)休閑環(huán)境的評價能有效反映客觀社區(qū)休閑環(huán)境狀況。

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圖2   老年人樣本年齡結構與上海人口普查的比較

Fig. 2   Comparison of the age structure of the samples with Shanghai census

2.2.2 變量與測量 世界衛(wèi)生組織將健康定義為“是身體、心理和社會適應的完好狀態(tài),而不僅僅是沒有疾病和不適”。因此在對老年人的健康進行測量時,老年人對身體狀況以及健康滿意度的自我評價更能綜合體現(xiàn)出老年人的健康狀況。許多學者的研究證明了健康主觀評價與看病次數(shù)及死亡率的顯著相關性[29,30]。健康主觀評價不僅包括對過去與現(xiàn)在健康狀況的綜合,還包括對將來的健康狀況、對疾病的抵抗力以及對健康的擔心程度等[31]。Maddox等認為健康主觀評價是測量健康非常有效的方法,甚至比實際的醫(yī)學測量結果更重要[32]。本文運用健康主觀評價對老年健康進行測量,包含健康自評、健康滿意度2個觀測指標變量,均為5級題項,從1分至5分,分值越高,主觀評價的健康狀況越好。

對于社區(qū)休閑環(huán)境的測量,復旦大學的“社區(qū)老年人健康鄰里調查”中采用主觀評價的方式獲得。隨著建筑使用后評價（POE）理論的蓬勃發(fā)展以及在各個學科領域的廣泛應用,建成環(huán)境主觀評價近年來已經成為環(huán)境評價的主要方法之一[33,34],它是使用者對環(huán)境問題做出的真實回應,不僅可以有效評價現(xiàn)有環(huán)境的優(yōu)劣,同時也可作為一種反饋機制用于改善環(huán)境的理論和信息依據(jù),并有助于推動城市規(guī)劃、環(huán)境與建筑設計等理論與實踐的發(fā)展與完善,最終實現(xiàn)環(huán)境更好地服務于使用者[35]。“社區(qū)老年人健康鄰里調查”中社區(qū)休閑環(huán)境包括社區(qū)內建筑有趣、環(huán)境整潔干凈、環(huán)境具有吸引力、社區(qū)內步行便捷、環(huán)境適宜散步、社區(qū)內樹木充足、提供鍛煉機會、足夠的運動設施、能吸引居民散步、能吸引居民鍛煉10個方面,分值從1到5依次為“完全不同意、不太同意、中立、比較同意、完全同意”,代表受訪者對社區(qū)休閑環(huán)境各方面的認可程度。

本文的中介變量包含2個：社區(qū)交往環(huán)境與步行。社區(qū)交往環(huán)境同樣采用主觀評價的方式獲得,主要從社區(qū)居民間聚會活動、相互幫忙、相互交流、相互串門、相互照看、值得信任、和睦相處7方面的狀況進行測量,其中“聚會活動、相互幫忙、相互交流、相互串門、相互照看”這5個指標均為4級題項,分值從1至4分別為“從不、偶爾、有時、經?！?代表社區(qū)交往活動的頻率,“值得信任、和睦相處”這2個指標為5級題項,分值從1至5分別為“完全不同意、不太同意、中立、比較同意、完全同意”,代表受訪者對社區(qū)人際交往環(huán)境的認可程度。步行包含步行頻率與步行時長兩個觀測變量。

在考察社區(qū)環(huán)境、步行行為與老年人健康狀況的關系時,模型路徑往往會受到社會經濟地位、社區(qū)居住時長等因素的影響,因此本文將收入水平、教育水平與社區(qū)居住時長作為控制變量納入概念模型中。收入水平為6級題項,賦值依次為“<1500元=1,1500~2500元=2,2500~3500元=3,3500~4500元=4,4500~5500元=5,>5500元=6”。教育水平為5級題項,賦值依次為“1=初中及以下,2=高中、中專及技校,3=大專,4=本科,5=碩士及以上”。

主要變量的基本情況見表2。社區(qū)休閑環(huán)境所有觀測變量的均值在不同年齡階段樣本中差異不明顯,均接近中間值。社區(qū)交往環(huán)境觀測變量的均值在不同年齡階段樣本存在較大差異,高齡樣本觀測變量的均值普遍低于低齡與中齡樣本。步行時長在總樣本的均值為每次28.6分鐘,步行頻率為每周4.2次,意味著老年人普遍具有較好的步行習慣。步行時長與步行頻率隨著老齡程度的增長而逐漸減小,高齡老年人的步行時長為平均每次22.5分鐘,步行頻率為每周3.44次。盡管高齡老年人步行頻率、時長與低齡、中齡老年人相比有一定程度的降低,但對于80歲以上老年人來說,仍然表明具有較好的步行習慣。老年人健康自評與健康滿意度隨著老齡程度的增加而逐漸降低?？傮w而言,老年人對健康滿意度的評價較高,而健康自評相對較低,表明老年人對于自身身體素質隨年齡的增長而下降的事實比較容易接受?？刂谱兞恐惺杖胨脚c教育水平體現(xiàn)出一致的規(guī)律,即中齡老年人最高,高齡老年人最低,低齡老年人居中,但差異不明顯。居住時間從低齡到高齡老年人逐漸增長,但總體老年人的居住時間均在20年以上,意味著被訪老年人普遍居住于自己極為熟悉的物質環(huán)境與社交環(huán)境中。

表2   主要變量說明

Tab. 2   Description of key variables

潛變量觀測變量變量題項總樣本均值低齡樣本均值中齡樣本均值高齡樣本均值社區(qū)休閑環(huán)境適宜散步在小區(qū)散步是一件愉快的事情3.313.333.283.32鍛煉機會小區(qū)提供許多鍛煉身體的機會3.003.022.943.05樹木充足小區(qū)的樹木可以提供足夠的陰涼地3.143.113.113.25吸引散步我經?？吹狡渌嗽谛^(qū)散步3.323.273.323.45吸引鍛煉我經?？吹狡渌嗽谛^(qū)鍛煉3.183.163.173.27運動設施小區(qū)有許多運動設施2.952.972.892.98步行便捷步行可以從我們小區(qū)到達許多地方3.353.703.603.61吸引力小區(qū)很有吸引力2.922.922.952.68整潔干凈小區(qū)的道路上有許多垃圾和廢物3.613.613.583.65建筑有趣小區(qū)的建筑物和房屋很有趣2.722.722.702.76社區(qū)交往環(huán)境聚會活動與小區(qū)里其他人一起聚會或參加集體活動的情況2.152.182.251.87相互幫助與小區(qū)的人們互相幫助的情況2.372.452.382.13相互交流與小區(qū)的人就一些個人事情互相咨詢交流的情況2.342.512.352.04相互串門與小區(qū)里的其他人到家里互相交流的情況2.442.512.492.17相互照看當鄰居不在家時,你幫他照看房屋或財物的情況1.911.961.911.77值得信任小區(qū)的人們值得信任3.673.643.673.74和睦相處小區(qū)的人們彼此間能和睦相處3.833.813.853.87步行步行頻率一周幾次步行(只記錄每次至少10分鐘的次數(shù))4.204.503.583.44步行時長步行一次多長時間（分鐘）28.631.2528.722.5老年健康健康自評總的來說,自己的健康狀況是2.352.522.262.08健康滿意度對自己健康狀況的滿意度如何3.633.763.613.28控制變量收入水平家庭人均月收入3.333.303.423.22教育水平文化程度2.242.172.511.95居住時間在本小區(qū)居住多少年22.1420.6421.1227.97

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2.3 模型建構

結構方程模型在處理群組比較以及多變量間相互關系時具有明顯的優(yōu)勢,其不僅允許變量含有測量誤差,還可以在一個模型中同時進行因素分析與路徑分析,能夠更全面清晰地解釋變量間的關系[36]。因此本文應用SEM分析方法探究不同年齡階段老年人社區(qū)環(huán)境、步行、老年健康之間復雜的邏輯關系。根據(jù)假設1~8以及變量測量設計繪制概念模型（圖3）。

圖3   “環(huán)境-步行-健康”模型假設

Fig. 3   Hypothetical model of "environment-walk-health"

本文運用結構方程模型（SEM）中的群組比較方法,運用P值檢驗方法判定不同群組模型路徑是否存在顯著差異,并進一步通過群組參數(shù)矩陣的Z值精準地找到不同群組間存在顯著差異的路徑,研究方法清晰直觀同時更加嚴謹科學。

3 結果分析

3.1 模型的信度與效度檢驗

所有觀測變量高低分組的t檢定均顯著,結果顯示全部變量具有較好的鑒別力。本文樣本數(shù)高達2783（>1000）,樣本服從正態(tài)分布,因此本文的樣本數(shù)據(jù)適合SEM分析。

將概念模型中所有測量模型進行多因子驗證性分析,社區(qū)休閑環(huán)境測量模型中的觀測變量吸引力、建筑有趣、步行便捷、干凈整潔,社區(qū)交往環(huán)境的觀測變量和睦相處、值得信任的因素負荷量未達到0.6的標準,因此刪除此5個觀測變量后重新進行多因子驗證分析。調整后的所有測量模型的組成信度均大于0.6的標準,平均方差萃取量均大于0.5的標準,觀測變量的因素負荷量均大于0.6的標準,信度系數(shù)均大于0.36的標準,所有測量模型全部具有較好的信度與效度,適合進行SEM分析。

3.2 基于整體老年人的模型適配度檢驗與模型優(yōu)化

模型擬合結果顯示,適配度指標GFI值、AGFI值、RMSER值符合理想標準,而卡方自由度比（x2/df）、IFI值、CFI值仍未達到指標理想標準,因此模型需要優(yōu)化。模型擬合輸出結果顯示“吸引散步”的殘差e6與“吸引鍛煉”的殘差e7之間的修正指標值最大,重新界定二者有共變關系,可以減少卡方值54.712。因此將e6與e7建立相關關系后重新進行模型擬合,擬合結果的IFI值、CFI值、x2/df值仍不符合適配度指標理想標準,繼續(xù)進行模型優(yōu)化,經過建立e2與e5、e14與e16兩組殘差的共變關系后,最終IFI值、CFI值與x2/df值均符合理想標準,因此優(yōu)化后模型具有很好的適配度（表3）。

表3   模型優(yōu)化前后適配度指標比較

Tab. 3   Comparison of fit index before and after model optimization

GFIAGFIIFICFIRMSEAx2/df優(yōu)化前模型0.9490.9300.8430.8420.0596.135優(yōu)化后模型0.9680.9560.9150.9140.0443.857理想標準>0.9>0.9>0.9>0.9<0.08<5

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當模型中有中介變量存在時,自變量與因變量之間的關系應以總效應、間接效應、直接效應來詮釋更為準確(總效應=直接效應+間接效應,總效應代表自變量對因變量的總體影響系數(shù),間接效應代表自變量透過中介變量對因變量的影響系數(shù),而直接效應代表不通過中介變量直接對因變量影響的部分,即模型路徑圖中顯示的路徑系數(shù)。),整體樣本擬合結果見表4,標準化路徑見圖4。

表4   整體樣本的總效應、直接效應與間接效應

Tab. 4   Total effect, direct effect and indirect effect of the whole sample

變量影響效應自變量中介變量社區(qū)休閑環(huán)境社區(qū)交往環(huán)境步行社區(qū)交往環(huán)境總效應0.223**步行總效應0.254**0.217**直接效應0.205**0.217**間接效應0.048**老年健康總效應0.178**0.162**0.270**直接效應0.087**0.103**0.270**間接效應0.091**0.059**

注：***代表在0.01水平下顯著;**代表在0.05水平下顯著,顯著性檢驗選擇Percentile95%置信區(qū)間法雙尾驗。

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圖4   整體樣本模型標準化路徑圖

Fig. 4   Standardization coefficients for the whole sample model

模型中所有路徑系數(shù)全部顯著,接受全部假設。社區(qū)休閑環(huán)境與交往環(huán)境的改善,以及步行強度的增加均能有效改善老年人的健康狀況。改善社區(qū)休閑環(huán)境對老年健康的促進作用需要部分通過改善社區(qū)交往環(huán)境與老年人的步行強度才能獲得,其中社區(qū)交往環(huán)境的中介效應值為0.036,步行的中介效應值為0.055。社區(qū)交往環(huán)境對老年人健康狀況的影響同樣需要一部分通過增強老年人步行強度才能實現(xiàn)。老年健康影響因素的影響程度由大至小依次為步行、社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境。

3.3 不同年齡階段老年人模型路徑比較

3.3.1 群組差異顯著性檢驗 不同社會群體的心理需求不同[37],因此非常有必要深入探討不同年齡階段老年人“社區(qū)環(huán)境-步行-老年健康”模型路徑的差異。運用結構方程模型的群組比較方法,通過計算不同群組之間模型路徑系數(shù)以及模型變量均值的差值,能更加直觀精確的揭示不同群組之間的差異。

本文將低、中、高齡老年人分別設為群組1、群組2、群組3,社區(qū)交往環(huán)境對步行的影響路徑設為b1,社區(qū)休閑環(huán)境對老年健康的影響路徑設為b2,步行對老年健康的影響路徑設為b3,社區(qū)交往環(huán)境對老年健康的影響路徑設為b4,社區(qū)休閑環(huán)境對老年健康的影響路徑設為b5,社區(qū)休閑環(huán)境對社區(qū)交往環(huán)境的影響路徑設為b6。群組比較輸出結果顯示不同年齡階段群組模型路徑存在顯著差異。在模型不受因素負荷量的影響下,將低、中、高齡老年人群組的路徑系數(shù)設定等同,輸出結果顯示低、中、高齡老年人群組模型路徑系數(shù)全等假定的P值檢驗小于0.05,表明低、中、高齡老年人群組模型至少有一個路徑系數(shù)存在顯著差異。

檢查群組比較參數(shù)矩陣,Z-test值大于1.96的體現(xiàn)在b1-1與b1-3、b1-2與b1-3、b2-2與b2-3、b3-2與b3-3、b4-1與b4-2、b1-2與b4-3這6組路徑上：即低齡與中齡老年人的模型差異體現(xiàn)在社區(qū)交往環(huán)境對老年健康的影響路徑上;中齡與高齡老年人的模型差異體現(xiàn)在社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境對步行、以及步行對老年健康的影響路徑上;低齡老年人與高齡老年人的差異體現(xiàn)在社區(qū)交往環(huán)境對步行、社區(qū)交往環(huán)境對老年健康的兩條影響路徑上?？傮w而言,社區(qū)環(huán)境與步行如何影響老年人健康在不同年齡階段老年人之間均存在顯著差異。

3.3.2 從個人步行行為到社區(qū)交往環(huán)境的轉移 通過群組比較的P值檢驗可以確定不同群組模型存在顯著差異的具體路徑,而比較不同群組模型路徑的效應值則能更清晰量化不同群體間的差異。不同年齡階段群組模型自變量對因變量影響效應值見表5,路徑圖詳見圖5。

表5   總效應、直接效應、間接效應的群組比較

Tab. 5   Group comparison of total effect, direct effect and indirect effect

自變量群組中介變量因變量社區(qū)交往
環(huán)境步行老年健康總效應直接效應間接效應總效應直接效應間接效應社區(qū)休閑
環(huán)境低齡老年人0.258***0.296**0.281**0.0150.217**0.153**0.064**中齡老年人0.290**0.353**0.287**0.0650.206**0.0280.179**高齡老年人0.332**0.104**-0.0110.114**0.338**0.250**0.088**社區(qū)交往
環(huán)境低齡老年人-0.0580.058-0.004-0.0090.013中齡老年人-0.225**0.225**-0.231**0.144**0.088**高齡老年人-0.345***0.334***-0.265**0.267**-0.002步行低齡老年人----0.224**0.224**-中齡老年人----0.389**0.389**-高齡老年人-----0.005-0.005-

注：***代表在0.01水平下顯著;**代表在0.05水平下顯著,顯著性檢驗選擇Percentile95%置信區(qū)間法雙尾檢驗。

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圖5   不同年齡階段模型路徑標準化系數(shù)

Fig. 5   Standardization coefficients for different age stages model

總體而言,社區(qū)休閑環(huán)境的改善能有效提升所有老年人的健康狀況,社區(qū)交往環(huán)境對老年健康的影響呈現(xiàn)出隨著老齡程度的增加逐漸增強的趨勢,而步行對高齡老年人健康的影響并不顯著。社區(qū)交往環(huán)境與步行對老年人健康的影響路徑呈現(xiàn)出從個體步行行為到社區(qū)交往環(huán)境轉移的特征。

低齡老年人的健康只受到社區(qū)休閑環(huán)境與步行的影響,而社區(qū)交往環(huán)境不僅對低齡老年人的健康不存在顯著作用,同時也不會促進其步行的強度。與社區(qū)交往環(huán)境恰恰相反,社區(qū)休閑環(huán)境能同時有效提升低齡老年人的步行強度與健康狀況。社區(qū)休閑環(huán)境對低齡老年人健康影響的總效應、直接效應、間接效應均顯著,這意味著步行是社區(qū)休閑環(huán)境影響低齡老年人健康路徑中的部分中介變量,但由于直接效應（0.153）大于間接效應（0.064）,意味著社區(qū)休閑環(huán)境對低齡老年人健康的影響少部分需要通過提高步行強度才能實現(xiàn)。據(jù)此,低齡老年人組接受假設1、假設3、假設4、假設7,拒絕假設2、假設5、假設6、假設8。

中齡老年人的健康同時受到社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境、步行的共同影響,社區(qū)休閑環(huán)境與交往環(huán)境能有效促進中齡老年人的步行強度,同時,步行對中齡老年人健康的影響效應較大程度的大于社區(qū)休閑環(huán)境與交往環(huán)境。與低齡老年人不同,社區(qū)休閑環(huán)境對中齡老年人健康影響的總效應、間接效應顯著,而直接效應不顯著,這意味著社區(qū)休閑環(huán)境對中齡老年人健康的影響完全通過提高社區(qū)交往環(huán)境與步行才能實現(xiàn),其中社區(qū)交往環(huán)境的中介效應值為0.067,步行的中介效應值為0.112,由此可見,社區(qū)休閑環(huán)境對中齡老年人健康的顯著促進作用更主要的通過促進步行強度實現(xiàn)。社區(qū)交往環(huán)境對中齡老年人健康的影響路徑總效應、直接效應、間接效應均顯著,但直接效應（0.144）大于間接效應（0.088）,意味著社區(qū)交往環(huán)境對中齡老年人健康的影響小部分通過步行的中介作用實現(xiàn)。據(jù)此,對于中齡老年人而言,與整體模型結論一致,即接受所有假設。

高齡老年人的健康只受到社區(qū)休閑環(huán)境與社區(qū)交往環(huán)境的影響,而步行對其健康已無顯著影響。社區(qū)休閑環(huán)境對高齡老年人健康的影響需要部分通過社區(qū)交往環(huán)境的中介作用才能獲得,中介效應值為0.088。社區(qū)交往環(huán)境對高齡老年人健康影響的直接效應值大于社區(qū)休閑環(huán)境的影響,同時其總效應與直接效應均顯著大于對低、中齡老年人的影響,這意味著社區(qū)交往環(huán)境對高齡老年人的健康起著極為重要的作用。社區(qū)交往環(huán)境對高齡老年人步行的影響同樣顯著高于低、中齡老年人,同時其總效應、間接效應顯著,直接效應不顯著,表明社區(qū)交往環(huán)境是此路徑中的完全中介變量,這意味著社區(qū)休閑環(huán)境必須通過改善社區(qū)交往環(huán)境才能有效提高高齡老年人的步行強度。總體而言,無論是有效促進高齡老年人的步行行為還是有效改善高齡老年人的健康狀況,社區(qū)交往環(huán)境的改善均具有關鍵性的作用。據(jù)此,高齡老年人組接受假設1、假設2、假設4、假設5、假設6,拒絕假設3、假設7、假設8。

社區(qū)交往環(huán)境對不同年齡階段老年人健康的影響效應存在顯著差異,從低齡老年人的不顯著到中齡老年人顯著但效應值相對較低（0.231）,再到高齡老年人的影響效應值較高（0.265）,呈現(xiàn)出隨著年齡的增長而增強的現(xiàn)象。社區(qū)交往環(huán)境對不同年齡階段老年人步行的影響呈現(xiàn)出同樣的規(guī)律,即隨著老齡程度的增加效應值逐漸增強,影響效應值依次為0.058、0.225、0.345。

綜上所述,社區(qū)休閑環(huán)境對所有老年人的健康均有顯著促進作用,而從低齡到高齡,社區(qū)交往環(huán)境與步行對老年健康的影響路徑呈現(xiàn)出從個體步行行為向社區(qū)人際交往需求轉移的特征,尤其是對于高齡老年人的健康而言,社區(qū)交往環(huán)境具有極為重要的作用。

3.4 不同年齡階段模型主要變量均值比較

比較不同群組模型中潛變量的均值,不僅能揭示不同群組間社區(qū)環(huán)境、步行狀況以及健康狀況的差異,更能進一步挖掘出不同群組健康影響路徑差異形成的結果。將低齡老年組模型潛變量社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境、步行、老年健康均值均設為0,中齡老年組模型潛變量均值估計值相應設為m1_2、m2_2、m3_2、m4_2,高齡老年組模型潛變量均值估計值相應設為m1_3、m2_3、m3_3、m4_3,不同年齡階段群組均值比較結果詳見表6。

表6   不同年齡階段群組模型變量均值比較

Tab. 6   Comparison of variables of different age stages model

群組均值估計值社區(qū)休閑環(huán)境社區(qū)交往環(huán)境步行老年健康低齡老年人0000中齡老年人-0.04-0.02-0.22-0.22高齡老年人0.03-0.30-0.55-0.49

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老年人的健康狀況隨著老齡程度的增加而變差,步行強度也隨之減少,不同年齡階段老年人對社區(qū)交往環(huán)境的評價存在顯著差異。這里需要指出的是,盡管隨著老齡程度的加劇,自然衰老加劇,老年人健康水平必然會逐漸變差,但除了不可避免的生理條件因素的影響下,其他因素仍然對健康起著至關重要的作用。低齡老年人的健康只受到社區(qū)休閑環(huán)境與步行的顯著影響,其中社區(qū)休閑環(huán)境在不同年齡階段無顯著差異,而低齡老年人的步行顯著高于中齡與高齡老年人,因此低齡老年人在步行的顯著作用下獲得了相對較高的健康水平。中齡老年人的健康受到社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境與步行的共同作用,同時社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境在低齡與中齡老年人之間無顯著差異,而中齡老年人的步行卻比低齡老年人低0.22個單位,因此較低的步行強度一定程度上降低了中齡老年人的健康水平。高齡老年人的健康只受到社區(qū)休閑環(huán)境與社區(qū)交往環(huán)境的顯著影響,而高齡老年人對社區(qū)交往環(huán)境的評價顯著低于低齡與中齡老年人,分別低0.30和0.28個單位,因此在較低的社區(qū)交往環(huán)境的壓抑效應下更進一步降低了高齡老年人的健康水平,這一結論同時也意味著高齡老年人對社區(qū)交往環(huán)境有更高的要求以及更迫切的需求。

4 結論與討論

健康是幸福生活的基礎,老年健康更是整個社會健康發(fā)展的重要保障,居家養(yǎng)老老人健康快樂的生活不僅有助于提升中國整體健康水平,更會減輕政府養(yǎng)老負擔,同時能激勵更多老年人更加積極地生活。本文基于“社區(qū)老年人健康鄰里調查”數(shù)據(jù),深入分析了居家養(yǎng)老老年人的健康路徑以及不同年齡階段老人的差異,主要得出以下幾個基本結論：第一,從老年人整體特征上看,社區(qū)休閑環(huán)境、社區(qū)交往環(huán)境、步行對老年健康均存在顯著影響,社區(qū)休閑環(huán)境部分通過社區(qū)交往環(huán)境與步行影響老年健康。第二,不同年齡階段老年人“社區(qū)環(huán)境-步行-老年健康”路徑既存在一致也有差異：一致性表現(xiàn)為社區(qū)休閑環(huán)境對不同年齡階段老年人的健康均具有顯著作用,而差異體現(xiàn)在社區(qū)交往環(huán)境與步行對老年人健康的影響路徑上,即隨著老齡程度的增加,呈現(xiàn)出從個體步行行為向社區(qū)人際交往需求轉移的特征。第三,隨著老齡程度的增加健康水平逐漸變差,步行強度也隨之減少。高齡老年人對社區(qū)交往環(huán)境的評價顯著低于低齡與中齡老年人。第四,對于中齡老年人而言,較低的步行強度一定程度上降低了健康水平,而高齡老年人在較低的社區(qū)交往環(huán)境的壓抑效應下更進一步降低了健康水平。

提高老年人的健康水平,任重而道遠。社區(qū)休閑環(huán)境對所有老年人的健康均具有顯著作用,這意味著盡管不同年齡階段老年人的生理狀況、家庭結構、代際關系存在諸多差異,但改善居住建成環(huán)境對其健康的提升作用卻是穩(wěn)定的,因此無論是已有小區(qū)的適老化改善還是未建設社區(qū)的適老化設計都將有助于中國老年人健康水平的提升。社區(qū)交往環(huán)境與步行對不同年齡階段老年人健康的影響存在顯著差異,這一結論揭示出要提升中國老年人整體健康水平,需要根據(jù)不同群體特征提出針對性的意見及策略。要提高低齡老年人的健康水平,除了需要改善外部居住環(huán)境的同時,還需要強調個人步行鍛煉習慣的形成與堅持;要提高中齡老年人的健康水平,除了注重提高步行強度的同時,注重提升社區(qū)休閑環(huán)境與社區(qū)交往環(huán)境的質量亦同樣重要;要提高高齡老年人的健康則必須大力提升社區(qū)交往環(huán)境的建設。

本文的研究梳理了社區(qū)休閑環(huán)境、交往環(huán)境以及個體行為對不同年齡階段老年人的健康影響的復雜關系,研究結論證實了社區(qū)環(huán)境對老年人的步行行為與健康的重要意義。政府不應當只把養(yǎng)老服務、醫(yī)療、保險等問題作為養(yǎng)老問題的關鍵,更要注重老年社區(qū)的建設,將社區(qū)休閑環(huán)境與交往空間的建設、社區(qū)交往氛圍的培養(yǎng)、社區(qū)交往活動的組織等方面作為政府重要的工作與任務。

本文的結論為當前政府養(yǎng)老問題的解決提供新的思路,也為中國相關養(yǎng)老公共政策的完善提供新的參考,但研究仍然存在不足之處。首先,調查區(qū)域、社區(qū)樣本數(shù)量有限,只選擇了上海市長寧區(qū)新華街道進行深度調查,因此研究結論代表上海市整體社區(qū)環(huán)境狀況還不夠充分,需要后期更多的實證研究來驗證。其次,老年人樣本的代表性有待完善,在社區(qū)的選擇上,盡管以多樣的地理區(qū)位、交通便捷性、竣工年份等方面作為抽樣原則,但仍然未能展開完全系統(tǒng)的隨機抽樣,因此最終獲得的老年人樣本結構上存在一定的不確定性,有待后續(xù)研究來完善。最后,本研究對社區(qū)環(huán)境的考察基于主觀評價的基礎之上,在后續(xù)的研究中,將社區(qū)環(huán)境的主觀評價體系與客觀評價體系科學系統(tǒng)的結合,將更有助于社區(qū)環(huán)境與老年人健康之間關系的深入挖掘與全面揭示。

The authors have declared that no competing interests exist.

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文章利用中國老齡科學研究中心2010年&quot;中國城鄉(xiāng)老年人口狀況追蹤調查&quot;的城市老年人數(shù)據(jù),研究城市老年人社區(qū)居家養(yǎng)老服務的需求現(xiàn)狀及其影響因素,并試圖從需求層面探索養(yǎng)老服務產業(yè)發(fā)展受到限制的原因。研究表明,城市老年人有較高的社區(qū)居家養(yǎng)老服務需求,然而需求被滿足的程度卻較低。影響因素方面,崇尚節(jié)儉和為子女著想等傳統(tǒng)文化因素確實抑制了老年人的居家養(yǎng)老服務需求;而&quot;未富先老&quot;限制養(yǎng)老服務產業(yè)發(fā)展卻是一個過于籠統(tǒng)的論斷,在某些細分產業(yè)內,&quot;未富先老&quot;的負面作用并不那么明顯。此外,健康狀況是老年人對醫(yī)療保健和康復護理服務需求的硬約束。兒子和女兒則在為父母提供養(yǎng)老服務方面發(fā)揮了不同的作用。&nbsp;

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