白先春，凌亢，孫計領(lǐng)，許巧仙，秦玉潔

1.南京特殊教育師范學(xué)院，中國殘疾人數(shù)據(jù)科學(xué)研究院，江蘇南京市210038；2.南京財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)系，江蘇南京市210023

殘疾是普遍存在的，全球殘疾人超過10億，約占世界人口的15%，即每7個人中就有1個殘疾人[1]。2015年我國殘疾人數(shù)量超過8700萬，約占總?cè)丝诘?.4%[2]。據(jù)估計，到2030年，我國平均15～20 s就有一名新的殘疾人產(chǎn)生，平均每年將新增200萬～250萬殘疾人[3]；至2050年，我國的殘疾人占全國總?cè)丝跀?shù)的比例將達(dá)11%，殘疾人口將達(dá)到1.68億[4]。如此數(shù)量龐大的殘疾人可以通過康復(fù)而獲益，全球帶來74%傷殘調(diào)整生命年的健康狀況均可得益于康復(fù)[5]。為實現(xiàn)2030年可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)，需要加強(qiáng)康復(fù)服務(wù)，以滿足日益增加的康復(fù)需求[6-7]。

2015年全國殘疾人基本服務(wù)狀況與需求專項調(diào)查(以下簡稱專項調(diào)查)顯示，我國持證殘疾人和殘疾兒童2600萬人中，有康復(fù)需求的比例為59.6%，而得到的康復(fù)服務(wù)卻不足20%[8]。這一方面與《殘疾人精準(zhǔn)康復(fù)服務(wù)行動實施方案》中提出的到2020年有康復(fù)需求的殘疾兒童和持證殘疾人接受基本康復(fù)服務(wù)的比例達(dá)到80%以上[9]的目標(biāo)相距甚遠(yuǎn)；另一方面也反映了殘疾人康復(fù)工作中供需不完全匹配，造成殘疾人康復(fù)服務(wù)供給效率不高。因而，認(rèn)清殘疾人的康復(fù)需求，提供精準(zhǔn)的康復(fù)服務(wù)，是提升殘疾人康復(fù)水平的重要途徑。

國外關(guān)于殘疾人康復(fù)理論和實踐的研究較早，殘疾人康復(fù)的內(nèi)涵早已超越生理康復(fù)的局限，涉及心理、教育、職業(yè)和社會支持等多個方面[10]，其研究成果也較為豐富[11-13]。國內(nèi)學(xué)者關(guān)于殘疾人康復(fù)的研究，主要側(cè)重于對其功能缺失的考量和彌補(bǔ)，涉及醫(yī)學(xué)康復(fù)[14]、教育康復(fù)和職業(yè)康復(fù)[15]、社區(qū)康復(fù)[16]等。

關(guān)于殘疾人康復(fù)影響因素研究，主要是基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的定性與定量研究。Yu等[17]運用綜合門診康復(fù)實施的201條健康記錄，利用逐步多元回歸分析方法，研究影響老年人門診康復(fù)的因素，得出認(rèn)知障礙與門診康復(fù)結(jié)果無關(guān)的結(jié)論。Enderby等[18]通過對152家社區(qū)組織機(jī)構(gòu)及社區(qū)康復(fù)實施者進(jìn)行問卷調(diào)查與訪談，認(rèn)為社區(qū)能對殘疾人及其照顧者進(jìn)行評估，能夠?qū)嵤┚唧w的康復(fù)治療，并能夠教育和培訓(xùn)殘疾人及親屬使用康復(fù)設(shè)備等，并指出影響肢體殘疾人有效利用社區(qū)康復(fù)服務(wù)的主要因素有社區(qū)康復(fù)人員專業(yè)知識有限、康復(fù)服務(wù)低水平和缺乏康復(fù)評價等。羅遐等[19]利用2012年安徽農(nóng)村部分殘疾人的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用二元Logit回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，個體特征因素、家庭特征因素、殘疾狀況因素和認(rèn)知因素對接受康復(fù)行為產(chǎn)生顯著性影響。劉寶松等[20]利用自擬問卷，針對390例成年持證肢體殘疾人的康復(fù)需求、實現(xiàn)情況、影響實現(xiàn)的原因等，進(jìn)行典型調(diào)查分析。許利娟[21]利用蘇州市滄浪區(qū)的調(diào)查資料，運用定性與定量相結(jié)合的方法，從個體情況、康復(fù)支付能力、康復(fù)環(huán)境三個方面，對殘疾人康復(fù)保障的影響因素進(jìn)行研究，指出年齡、殘疾等級、文化程度與殘疾人的康復(fù)保障度負(fù)相關(guān)；康復(fù)的支付能力、對康復(fù)服務(wù)的了解水平以及人才的配備與康復(fù)保障正相關(guān)。安峰[22]以日照經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)持證殘疾人為對象，采用專項調(diào)查中殘疾人康復(fù)的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用Logistic回歸進(jìn)行多因素分析得出，年齡、殘疾類型、殘疾程度、婚姻狀況、家庭人均收入影響著殘疾人接受的康復(fù)醫(yī)療服務(wù)，其中低齡、重度殘疾、家庭人均收入低以及精神類別的殘疾人接受的康復(fù)醫(yī)療服務(wù)較多。

雖然國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于殘疾人康復(fù)研究成果相當(dāng)豐富，但對于康復(fù)影響因素的研究十分有限，其研究主要基于抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)而展開，數(shù)據(jù)量較小、代表性較差，同時，變量的選擇面較窄，未能細(xì)致地刻畫影響殘疾人康復(fù)的因素；另一方面，其研究主要基于“實現(xiàn)”的視角，鮮有基于“需求”視角的研究，因而對殘疾人康復(fù)工作實踐的指導(dǎo)意義較為有限。

本文以2015年江蘇省專項調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將殘疾人個體特征、經(jīng)濟(jì)特征及環(huán)境特征等變量納入到殘疾人康復(fù)需求影響因素分析模型中，依據(jù)119萬多條殘疾人個體康復(fù)信息，利用描述統(tǒng)計與推斷統(tǒng)計相結(jié)合的分析方法，系統(tǒng)考察殘疾人康復(fù)需求情況及影響因素。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

2014年6月至2015年7月，國務(wù)院殘工委組織開展首次全國殘疾人基本服務(wù)狀況和需求專項調(diào)查，對在全國殘疾人人口基礎(chǔ)數(shù)據(jù)庫中登記并持有第二代《中華人民共和國殘疾人證》的殘疾人，以及在數(shù)據(jù)庫中登記而暫未持證的0～15歲疑似殘疾兒童實施調(diào)查，調(diào)查標(biāo)準(zhǔn)時點為2015年1月1日。江蘇省本次對1,360,233名持證殘疾人及0～15歲未持證殘疾兒童進(jìn)行調(diào)查和數(shù)據(jù)錄入，其中入戶調(diào)查人數(shù)為1,333,312人，電話調(diào)查人數(shù)為26,921人，入戶調(diào)查率為98.02%。第三方數(shù)據(jù)質(zhì)量評價結(jié)果表明，江蘇省的調(diào)查數(shù)據(jù)可信，質(zhì)量較高。

2015年，江蘇省殘疾人康復(fù)工作緊緊圍繞殘疾人“人人享有基本康復(fù)服務(wù)”目標(biāo)，繼續(xù)完善殘疾人康復(fù)政策頂層設(shè)計，擴(kuò)大康復(fù)制度保障范圍，落實精神殘疾人基本免費用藥制度，實現(xiàn)0～6歲殘疾兒童搶救性康復(fù)和7～14歲殘疾兒童鞏固性康復(fù)全覆蓋[23]。因此根據(jù)專項調(diào)查數(shù)據(jù)，僅對達(dá)到法定勞動年齡16歲及以上的調(diào)查對象進(jìn)行分析，其樣本量為1,192,388個。濟(jì)特征和環(huán)境特征與殘疾人康復(fù)需求情況間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。個體特征有性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、殘疾類型、殘疾等級6個變量；經(jīng)濟(jì)特征有戶口類型、區(qū)域、是否為一戶多殘、是否就業(yè)、家庭收入、是否參加醫(yī)療保險6個變量；環(huán)境特征有家庭是否進(jìn)行過無障礙改造、社區(qū)內(nèi)是否有康復(fù)站、社區(qū)是否提供居家服務(wù)、社區(qū)是否有綜合服務(wù)中心、社區(qū)內(nèi)是否有醫(yī)院(衛(wèi)生所)、最近一年是否接受過康復(fù)服務(wù)6個變量。共18個變量。具體變量及賦值情況見表1。

由于是否有康復(fù)需求是個二元變量，為了能準(zhǔn)確分析康復(fù)需求的影響因素，本文將使用二值選擇的Logit模型進(jìn)行多元回歸分析。模型如下：

1.2 統(tǒng)計學(xué)分析

其中，y=1表示有康復(fù)需求，x表示影響因素，β是系數(shù)向量。記p=P(y=1|x)為有康復(fù)需求的概率，沒有康復(fù)需求的概率則為：

采用SPSS 24.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。利用頻數(shù)分析法研究江蘇省殘疾人康復(fù)需求及接受康復(fù)服務(wù)狀況，并使用列聯(lián)表分析方法，分析影響殘疾人康復(fù)需求的單個因素，用χ2檢驗來驗證殘疾人個體特征、經(jīng)

p/(1-p)=exp(x'β)稱為“比值比” (Odds Ratio,OR)。

表1 變量說明與賦值

2 結(jié)果

2.1 基本情況與列聯(lián)表分析

江蘇省16歲及以上殘疾人中有康復(fù)需求的占43%，最近一年內(nèi)接受過康復(fù)服務(wù)的占24%。所有變量均對殘疾人康復(fù)需求及康復(fù)服務(wù)有影響(P＜0.05)。見表2。

受教育程度越高，殘疾人的康復(fù)需求越小。本科及以上的殘疾人康復(fù)需求最小(34%)，而從未上過學(xué)的最大(47%)；最近一年內(nèi)接受的康復(fù)服務(wù)占比，本科及以上的最大(31%)，而從未上過學(xué)的最小(22%)。

農(nóng)村地區(qū)殘疾人康復(fù)設(shè)施配備不齊，經(jīng)濟(jì)條件難以支撐其康復(fù)需求，農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)戶口有康復(fù)需求的占比分別為46%、35%，最近一年內(nèi)接受過康復(fù)服務(wù)占比分別為23%、28%。

蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)有康復(fù)需求的占比分別為36%、42%和51%，而其最近一年內(nèi)接受康復(fù)服務(wù)占比分別為29%、23%和21%，康復(fù)服務(wù)供給應(yīng)向經(jīng)濟(jì)條件發(fā)展相對較差的蘇北地區(qū)傾斜。

不在就業(yè)年齡段、已就業(yè)以及處在就業(yè)年齡段而未就業(yè)的殘疾人有康復(fù)需求的占比分別為46%、35%和47%，可見處在就業(yè)年齡段而未就業(yè)殘疾人康復(fù)需求較大，而最近一年接受康復(fù)服務(wù)占比分別為26%、18%和26%。

家庭年人均年收入低于國家貧困標(biāo)準(zhǔn)、低于省級貧困標(biāo)準(zhǔn)及其他類收入水平的殘疾人，有康復(fù)需求的占比分別為45%、56%和40%，而最近一年接受康復(fù)服務(wù)占比分別為26%、19%和25%。顯然，家庭年人均收入低于省級貧困標(biāo)準(zhǔn)的殘疾人康復(fù)需求最大，最近一年接受康復(fù)服務(wù)的占比卻最低。

參加醫(yī)療保險、最近一年家庭內(nèi)進(jìn)行過無障礙改造的殘疾人有康復(fù)需求占比分別為48%、62%，最近一年接受康復(fù)服務(wù)占比分別為24%、61%。參加醫(yī)療保險的殘疾人康復(fù)需求實現(xiàn)程度相對較低。

社區(qū)環(huán)境對殘疾人康復(fù)有著顯著影響，社區(qū)內(nèi)無康復(fù)站、未為殘疾人提供居家服務(wù)、無綜合服務(wù)中心、無醫(yī)院(衛(wèi)生所)的殘疾人有康復(fù)需求的占比分別為46%、45%、46%、38%，而最近一年接受康復(fù)服務(wù)占比分別為19%、20%、19%和25%。相對而言，社區(qū)無醫(yī)院(衛(wèi)生所)的殘疾人康復(fù)需求實現(xiàn)程度較高。

2.2 多元回歸分析

在Logit模型中，以表1中性別、年齡、婚姻等18個變量為解釋變量，分別以殘疾人是否有康復(fù)需求為被解釋變量，有康復(fù)需求為2，無康復(fù)需求為1?；貧w結(jié)果見表3。

在所有解釋變量中，僅有婚姻狀況中離異，受教育程度中初中，殘疾類型中視力、聽力、肢體和精神殘疾，殘疾等級中的四級殘疾的系數(shù)不顯著(P＞0.05)，其余系數(shù)均顯著(P＜0.05)。

性別對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。男性有康復(fù)需求的概率發(fā)生比為女性的1.022倍。一般來說，男性被認(rèn)為是家里的頂梁柱，希望通過康復(fù)改進(jìn)身心條件，承擔(dān)更多的家庭責(zé)任。

年齡與康復(fù)需求存在顯著負(fù)相關(guān)(P＜0.001)。年齡因素的OR值為0.998，年齡越大的殘疾人有康復(fù)需求的可能性相對較低。年長的殘疾人，對于康復(fù)的態(tài)度較為消極；但年齡較輕的殘疾人，康復(fù)能夠給他們帶來的價值更大。

婚姻狀況對康復(fù)需求的影響總體上是顯著的。喪偶、未婚的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比分別是已婚有配偶的0.980、0.877倍。已婚有配偶的殘疾人需要承擔(dān)更多的家庭責(zé)任，其康復(fù)需求相對于無配偶(喪偶、未婚)殘疾人更大。

受教育程度對康復(fù)需求的影響總體上是顯著的，其作用方向總體上為正。受教育程度為大學(xué)本科及以上、大專、高中(中專)、小學(xué)的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比為從未上過學(xué)的1.121、1.139、1.098、0.983倍。相對于從未上過學(xué)的殘疾人，受教育程度越高，殘疾人有康復(fù)需求的可能性越大。教育程度越高的殘疾人，能夠接觸、了解到更多的康復(fù)知識，對自身康復(fù)的追求也有所不同，他們更希望通過接受康復(fù)服務(wù)，改善身心功能，進(jìn)而回歸正常生活；從未上過學(xué)的殘疾人，他們希望像健全人一樣，渴望通過康復(fù)，接受正常的教育，因而他們對康復(fù)服務(wù)的需求比受教育程度為小學(xué)的殘疾人強(qiáng)烈一些。

相對于多重殘疾，言語殘疾者有康復(fù)需求的可能性相對較小，而智力殘疾者有康復(fù)需求的可能性較大，其康復(fù)需求的概率發(fā)生比分別為0.932、1.034倍，其他四類殘疾與多重殘疾的康復(fù)需求無顯著性差異(P＞0.05)。多重殘疾類別較為復(fù)雜，康復(fù)需求項目可能不止一項，其康復(fù)需求的可能性較大。

殘疾等級與康復(fù)需求總體上存在負(fù)相關(guān)。相對于一級殘疾，四級、三級、二級殘疾有康復(fù)需求的概率發(fā)生比分別是0.998、0.908、0.957倍，隨著殘疾等級越高，殘疾人有康復(fù)服務(wù)需求的概率越大。

戶口類型對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。相對于非農(nóng)業(yè)戶口，農(nóng)業(yè)戶口殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比為1.397倍。多數(shù)康復(fù)服務(wù)項目主要集中在城市，而居住在農(nóng)村地區(qū)的殘疾人，由于康復(fù)服務(wù)投入不足，很難滿足其康復(fù)需求。

區(qū)域因素對康復(fù)需求的影響顯著(P＜0.001)。蘇中、蘇南地區(qū)的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比分別為蘇北地區(qū)的0.604、0.772倍，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好的地區(qū)，其殘疾人康復(fù)事業(yè)發(fā)展較為完善，為殘疾人提供的康復(fù)服務(wù)也更加全面；相反，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后的地區(qū)，未能充分地滿足殘疾人康復(fù)服務(wù)的需求。

一戶多殘對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。一戶多殘的殘疾人有康復(fù)需求的概率是非一戶多殘殘疾人的0.921倍，說明非一戶多殘的殘疾人其康復(fù)需求更大。由于家庭中殘疾人數(shù)越多，其帶來的負(fù)擔(dān)也就越重，家庭經(jīng)濟(jì)條件難以滿足他們的康復(fù)需要，其自身對于康復(fù)需求的愿望也不強(qiáng)烈。

就業(yè)對康復(fù)需求有影響(P＜0.05)。相對于處于就業(yè)年齡段而未就業(yè)的殘疾人，不處于就業(yè)年齡段、處于就業(yè)年齡段就業(yè)的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比分別是0.985、0.724倍，表明處于就業(yè)年齡段而未就業(yè)的殘疾人其有康復(fù)需求的可能性更大。處于就業(yè)年齡段已就業(yè)的殘疾人能夠通過自己的勞動獲得一些收入，進(jìn)而獲得康復(fù)服務(wù)，且其自身殘疾程度相對于未就業(yè)的殘疾人可能低一些，因而其康復(fù)需求較小；同樣對于不處于就業(yè)年齡段的年長殘疾人，由于其自身認(rèn)為康復(fù)對于他們作用不明顯，接受康復(fù)服務(wù)的需求相對較低。

家庭收入對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。相對于家庭收入水平較高的殘疾人，家庭收入低于國家貧困線、低于省級貧困線的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比分別為1.235、1.680倍。表明家庭條件越好的殘疾人其有康復(fù)需求的可能性較小，因此要注重為貧困殘疾人提供更多的康復(fù)條件，精準(zhǔn)扶貧，精準(zhǔn)康復(fù)。

醫(yī)療保險對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。參加醫(yī)療保險者有康復(fù)需求的概率發(fā)生比為未參加醫(yī)療保險者的1.571倍，表明參加醫(yī)療保險的殘疾人有康復(fù)需求的可能性較大。醫(yī)療保險作為補(bǔ)償疾病所帶來的醫(yī)療費用的一種保險，能夠為殘疾人補(bǔ)償大部分醫(yī)療費用，因而醫(yī)療保險者的康復(fù)需求也就越大。

最近一年家里是否進(jìn)行過無障礙改造對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。最近一年家庭接受過無障礙改造殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比為未接受過無障礙改造的1.298倍，表明最近一年家庭接受過無障礙改造的殘疾人有康復(fù)需求的可能性較大。因為進(jìn)行過家庭無障礙改造的殘疾人，其殘疾程度相對較重，康復(fù)需求也較大。

社區(qū)是否有康復(fù)站、社區(qū)是否為殘疾人提供居家服務(wù)、社區(qū)內(nèi)是否有綜合服務(wù)中心對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。社區(qū)內(nèi)有康復(fù)站、能為殘疾人提供居家服務(wù)、有綜合服務(wù)中心，殘疾人康復(fù)需求的概率發(fā)生比是社區(qū)內(nèi)無這些條件的0.855、0.815和0.981倍。處在社區(qū)條件較好的殘疾人康復(fù)需求較低，說明良好的社區(qū)條件基本滿足社區(qū)內(nèi)殘疾人的康復(fù)需求。而社區(qū)內(nèi)有醫(yī)院(衛(wèi)生所)的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比是社區(qū)內(nèi)無此條件的1.135倍，雖然距離近給殘疾人康復(fù)服務(wù)帶來方便，但是社區(qū)內(nèi)的醫(yī)院(衛(wèi)生所)僅能提供一些較為簡單的康復(fù)服務(wù)，難以滿足其康復(fù)需求。

最近一年是否接受康復(fù)服務(wù)對康復(fù)需求影響顯著(P＜0.001)。最近一年內(nèi)接受過康復(fù)服務(wù)的殘疾人有康復(fù)需求的概率發(fā)生比為最近一年內(nèi)未接受過康復(fù)服務(wù)的5.928倍，表明最近一年內(nèi)接受過康復(fù)服務(wù)的殘疾人有康復(fù)需求可能性更大。殘疾人的康復(fù)過程是一個長期過程，并不是一次性完成的，對于那些接受過康復(fù)服務(wù)的殘疾人來說，繼續(xù)接受康復(fù)服務(wù)能夠更好地促進(jìn)他們回歸社會正常生活，因而其康復(fù)需求更大。

3 討論

本研究重點以殘疾人是否有康復(fù)需求的二值變量為被解釋變量，建立二元Logit回歸模型，研究殘疾人康復(fù)需求的影響因素。實證結(jié)果表明，殘疾人個體特征、經(jīng)濟(jì)特征及環(huán)境特征等變量對殘疾人康復(fù)需求有著不同的影響。

個體特征方面，男性對康復(fù)服務(wù)需求的可能性較高；年齡越大，康復(fù)需求的可能性越?。灰鸦橛信渑?、教育程度越高、智力殘疾的殘疾人康復(fù)需求的可能性較大；殘疾程度越嚴(yán)重，康復(fù)需求的可能性越大。經(jīng)濟(jì)特征方面，農(nóng)業(yè)戶口、經(jīng)濟(jì)較為落后地區(qū)、非一戶多殘、處于就業(yè)年齡段而未就業(yè)、家庭年人均收入較低、參加醫(yī)療保險的殘疾人有康復(fù)需求的可能性較大。環(huán)境特征方面，最近一年家庭進(jìn)行過無障礙改造、(社區(qū)內(nèi))無康復(fù)站、不能為殘疾人提供居家服務(wù)、無綜合服務(wù)中心、有醫(yī)院(衛(wèi)生所)、最近一年接受過康復(fù)服務(wù)的殘疾人有康復(fù)需求的可能性較大。

表2 不同群體的康復(fù)需求及接受康復(fù)服務(wù)情況比較

表3 回歸結(jié)果

為滿足殘疾人的康復(fù)需要，需要建設(shè)一個以人為本的信息服務(wù)支持平臺[24]，針對殘疾人的個體特征、經(jīng)濟(jì)特征與環(huán)境特征，制定精細(xì)化康復(fù)實施方案，而不是一套方案“打天下”。只有以需求為導(dǎo)向，以個案為基礎(chǔ)，精準(zhǔn)服務(wù)、綜合施策，才能實現(xiàn)殘疾人康復(fù)服務(wù)的“需有所供、供需匹配”；實現(xiàn)聯(lián)合國2030年可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)中提出的“確保健康的生活方式，促進(jìn)各年齡段全人群的福祉”[25]。

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