馬文靜，鄭曉冬，方向明

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083；2.河南牧業(yè)經(jīng)濟學(xué)院，河南 鄭州 450046)

人口老齡化已經(jīng)成為當今中國的一個重大挑戰(zhàn)。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，截至2017年末，我國65周歲及以上人口數(shù)達1.58億，占總?cè)丝诒壤秊?1.4%。根據(jù)全國老齡工作委員會預(yù)測，中國老齡人口將在2050年超過4億，老齡化程度將提高到30%。人口的快速老齡化使老年人的生活質(zhì)量越來越受到各方關(guān)注?！堵?lián)合國老年人原則》強調(diào)，老年人應(yīng)當?shù)玫郊彝ズ蜕鐓^(qū)的照顧和保護，從而得到身心需求的滿足。國外對居家養(yǎng)老服務(wù)的研究起步較早，已經(jīng)因地制宜發(fā)展出了多種特色社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)體系。我國在享受長期“人口紅利”的同時，一定程度上忽視了計劃生育政策實施后獨生子女將面臨的養(yǎng)老負擔，而在人口老齡化浪潮下，單純依賴家庭提供的養(yǎng)老服務(wù)越來越難以滿足老年人的養(yǎng)老需求[1]。因此，如何在“未富先老”的社會經(jīng)濟環(huán)境下，發(fā)展健全社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)體系，成為政府與學(xué)界廣泛關(guān)注的問題。2016年11月，中華人民共和國民政部印發(fā)的《城鄉(xiāng)社區(qū)服務(wù)體系建設(shè)規(guī)劃(2016—2020年)》，明確將發(fā)展覆蓋城鄉(xiāng)的社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)作為“十三五”期間城鄉(xiāng)社區(qū)公共服務(wù)發(fā)展任務(wù)的一部分，并將擴大城鄉(xiāng)社區(qū)服務(wù)有效供給作為重要任務(wù)之一，提出依托城鄉(xiāng)社區(qū)綜合服務(wù)設(shè)施，加快城鄉(xiāng)社區(qū)日間照料機構(gòu)建設(shè)，發(fā)展生活照料、保健康復(fù)、精神慰藉等服務(wù)，推動養(yǎng)老服務(wù)覆蓋所有居家老年人。

一、文獻綜述

社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)模式是指老年人仍然居住在家中，但一部分養(yǎng)老職能由社區(qū)來提供支持，這是更符合我國老年人居住偏好的社會化養(yǎng)老服務(wù)體系[2]。已有研究從宏觀層面論證了我國選擇發(fā)展社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)體系的必要性[3]，并對社區(qū)照顧理論在我國社會福利制度改革中的應(yīng)用進行了初步探討[4]。隨著社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的推廣，學(xué)者們開始從微觀層面對社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的供需情況及效果進行分析。第一，關(guān)于社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)需求方面，賈云竹(2002)研究1999年北京居民生活狀況數(shù)據(jù)，認為社區(qū)提供的養(yǎng)老服務(wù)不僅應(yīng)該涵蓋衣食住行用的物質(zhì)生活方面、醫(yī)療保健的健康方面，還需更加注重滿足老年人精神文化方面的需求[5]。李放和王云云(2016)基于南京市鼓樓區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了城市老人社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的利用現(xiàn)狀及其影響因素[6]。第二，關(guān)于社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供需匹配方面，王莉莉(2013)基于“服務(wù)鏈”理論研究了社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)中存在的供需不匹配問題[7]。丁志宏和王莉莉(2011)使用“需求差”和“利用差”這兩個概念，分析了社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的供需與利用之間的矛盾[8]。第三，關(guān)于社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)效果的研究，章曉懿和梅強(2011)采用SERVQUAL服務(wù)質(zhì)量模型，構(gòu)建了社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)質(zhì)量的理論框架，并建議加強健康干預(yù)和社區(qū)醫(yī)療服務(wù)體系建設(shè)[9]。廖楚暉等(2014)使用模糊綜合評價法對我國一線城市社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)質(zhì)量進行了評價，發(fā)現(xiàn)一線城市政府對社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的資助力度正在逐漸加大，但相對于老年人的精神文化生活需求，仍然需要有效利用社會各方面資源來提高服務(wù)質(zhì)量[10]。

然而，目前少有研究討論社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)與老年人生活滿意度的關(guān)系。老年人生活滿意度是老年人生活質(zhì)量評價的重要衡量指標，已有大量文獻對老年人生活滿意度的影響因素進行了研究，健康狀況、經(jīng)濟狀況、養(yǎng)老方式和社會支持是公認的老年人生活滿意度重要影響因素[11-13]。其中，在社會支持方面，國內(nèi)關(guān)于老年人生活滿意度的研究大多關(guān)注家庭對老年人的支持作用[11-13]，缺少對社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)產(chǎn)生的影響進行討論與研究，而這種非家庭社會關(guān)系對老年人的福利水平也極為重要[14]。近年來，已有零星文獻開始關(guān)注社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響。例如，顏秉秋和高曉路(2013)使用2011年北京市6個典型社區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)，對比了不同社區(qū)居家養(yǎng)老滿意度的特征差異，發(fā)現(xiàn)老年人居家養(yǎng)老滿意度與社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展程度高度相關(guān)[15]。唐啟群(2014)使用2014年河北省5個城市調(diào)研數(shù)據(jù)，對比了家庭養(yǎng)老、機構(gòu)養(yǎng)老、社區(qū)居家養(yǎng)老三種不同養(yǎng)老模式下老年人的生活滿意度，結(jié)果顯示社區(qū)居家養(yǎng)老滿意度最高[16]。但這些研究仍有以下不足：第一，研究樣本多來源于一線城市地區(qū)，結(jié)論難以代表全國，尤其缺少對農(nóng)村地區(qū)的研究。第二，對社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的研究多關(guān)注發(fā)展現(xiàn)狀，缺少微觀層面上社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度影響的實證研究，缺少異質(zhì)性討論，無法針對不同老年群體給出有針對性的政策建議。第三，未厘清社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響機制，即未回答社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)如何影響老年人生活滿意度的問題。

為彌補以上不足，本文試圖從微觀層面，基于具有代表性的2014年全國調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響，并探討影響的異質(zhì)性及影響機制，為我國社會養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)的細化執(zhí)行提供咨詢與反饋。

二、理論框架與研究假設(shè)

社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)如何影響老年人生活滿意度？通過梳理相關(guān)文獻，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)主要可以通過兩個方面對老年人生活滿意度產(chǎn)生影響。

其一，老年人的健康狀況。健康是影響老年人生活滿意度的重要因素[17]。已有研究表明，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)有利于減緩老年人身體健康水平的下降，同時還可改善其心理健康狀況[18]。一方面，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)中的起居照料、上門看病送藥以及保健知識宣傳等有助于患病老年人及時就診，減輕老年人的病痛以及緩解其料理日常生活的壓力。另一方面，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)中的精神慰藉、處理鄰里糾紛以及組織社會文化活動等有利于老年人減輕抑郁、焦慮等負面情緒。此外，提供養(yǎng)老服務(wù)的社區(qū)為老年人積極地參與社會活動搭建了平臺，幫助老年人擁有良好的晚年生活方式，有助于其提高健康水平。多篇國內(nèi)關(guān)于老年人生活滿意度影響因素的文獻認為，老年人生活滿意度受到健康水平的顯著正向影響[19-21]。

其二，老年人的閑暇活動。增加社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給，對老年人參與閑暇活動也有顯著的提升作用[22]。這一影響分為直接與間接兩個方面。一方面，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)直接為老年人提供了參與社會活動的機會和閑暇時間。比如，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)中的起居照料、日常購物等使老年人能夠有更多閑暇時間參與社會活動，同時社會娛樂活動服務(wù)進一步提供了老年人進行閑暇活動的機會與場所。另一方面，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的身體健康改善作用也間接提高了老年人參加閑暇活動的能力，為豐富老年人的晚年生活創(chuàng)造了基礎(chǔ)條件。已有文獻證實，參與閑暇活動對老年人生活滿意度有著積極影響[23-26]。因此，本文認為社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)將通過健康水平與閑暇活動對老年人的生活滿意度產(chǎn)生增益作用。

根據(jù)以上討論，本文設(shè)定的理論框架如圖1所示。需要說明的是，盡管健康水平與閑暇活動在發(fā)揮中介作用的過程中可能產(chǎn)生相互影響，但我們主要考察的是在最終影響環(huán)節(jié)上兩者的中介效應(yīng)。因此，為避免研究過程的關(guān)注點過于分散，在本文的實證分析中不再過多討論中介變量間的相互作用[注]事實上，由于本文采用的是單年的截面數(shù)據(jù)，很難區(qū)分中介變量之間相互影響，進一步探討健康水平與閑暇活動之間的相互影響需要多年的面板數(shù)據(jù)。例如，陸杰華等(2017)運用2002—2014年CLHLS數(shù)據(jù)考察了基期閑暇活動(或自評健康)對當期自評健康(或閑暇活動)的影響，發(fā)現(xiàn)兩者確實互為因果關(guān)系，并且自評健康對社會參與的影響可能大于社會參與對健康自評的影響。。根據(jù)理論框架，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)會對老年人的生活滿意度有積極影響。

假設(shè)2：健康水平在社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響中起中介作用。

假設(shè)3：閑暇活動在社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響中起中介作用。

圖1 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)與老年人生活滿意度關(guān)系的理論框架圖

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心組織實施的中國老年人長壽影響因素調(diào)查(CLHLS)最新公布的2014年截面數(shù)據(jù)。CLHLS項目以老年人作為調(diào)查對象，采用多階段分層聚類抽樣方法對我國23個省份(自治區(qū)、直轄市)，即遼寧、吉林、黑龍江、河北、北京、天津、山西、陜西、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、四川、重慶、海南進行了追蹤調(diào)查。項目組對這23個省份(自治區(qū)、直轄市)隨機抽取的縣、市、區(qū)進行了調(diào)查，調(diào)查區(qū)域涵蓋了全國總?cè)丝诘?5%，數(shù)據(jù)具有較強的代表性。CLHLS的基線調(diào)查始于1998年，調(diào)查對象為80歲及以上的高齡老人，此后每2至3年進行一次追蹤調(diào)查。自2002年起，調(diào)查將受訪老年人的年齡范圍擴展至65歲及以上。CLHLS調(diào)查內(nèi)容包括老年人及其家庭的社會經(jīng)濟情況、老年人健康、生活方式等，同時還提供了社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)信息，這使本文的研究成為可能。為便于分析，本文剔除了關(guān)鍵變量缺失的樣本，選取65歲及以上居家養(yǎng)老的老年人作為研究對象，獲得最終有效樣本數(shù)為5 164名老年人。

(二)變量界定

1. 因變量

本文關(guān)注的因變量為老年人對生活滿意度的主觀評價，這是一個比較綜合、簡潔且可測定的生活質(zhì)量與幸福感的度量。老年人的生活滿意度不僅體現(xiàn)了老年人對物質(zhì)生活的評價，也反映了老年人精神生活的狀況。本文使用CLHLS問卷調(diào)查中，“您覺得您現(xiàn)在的生活怎么樣”這一題項作為老年人的主觀生活滿意度評價變量，根據(jù)老年人回答“很不好”“不好”“一般”“好”“很好”分別賦值1～5分的評分，分值越大，代表老年人生活滿意度越高。從本研究中老年人對自己生活滿意度的評價分布來看，回答“很好”和“好”的老年人比例分別為49.07%和19.88%，回答“一般”的比例為27.83%，回答“不好”和“很不好”的老年人比例分別為2.59%和0.63%?？傮w上，絕大多數(shù)的老年人對目前生活狀況表示滿意，但仍有一部分老年人認為生活質(zhì)量較差。

2. 關(guān)鍵自變量

本文的關(guān)鍵自變量為社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給，選用調(diào)查問卷中 “您所在的社區(qū)有哪些為老年人提供的社會服務(wù)” 題項衡量。該問題的選項包括8項養(yǎng)老服務(wù)，分別是起居照顧、上門看病送藥、精神慰藉、日常購物、組織社會娛樂活動、提供法律援助、提供保健知識、處理家庭鄰里糾紛。若老年人回答“有”，則認為社區(qū)提供且老年人知曉或使用過該項服務(wù)；若回答“沒有”，則老年人所在社區(qū)可能沒有提供該項服務(wù)，或者社區(qū)有該項服務(wù)供給但老年人不知情，這兩種情況都可認定為老年人沒有享受到該項服務(wù)供給。

表1是社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給的基本描述統(tǒng)計?？梢钥闯?，目前社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的供給率較低，8項服務(wù)供給率均低于50%，建設(shè)以社區(qū)為依托的新型養(yǎng)老服務(wù)體系仍任重道遠。從各項服務(wù)來看，上門看病送藥以及提供保健知識這兩項服務(wù)的供給率較高。通過觀察數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)上門看病送藥服務(wù)供給率達到38.5%，高于城鎮(zhèn)地區(qū)31.0%的供給率，這可能是得益于近年來我國大力推行醫(yī)療下鄉(xiāng)，號召基層醫(yī)護人員走村入戶為農(nóng)村居民提供醫(yī)療服務(wù)。提供保健知識的服務(wù)供給率是8項服務(wù)中最高的，均值達到42.1%，通過觀察該服務(wù)的地域供給率可以發(fā)現(xiàn)，東部供給率最高，達到47.7%；其次是中部40.7%；西部地區(qū)供給率只有33.4%[注]因篇幅限制，分地域樣本描述性統(tǒng)計表未在本文中列出，感興趣的讀者可向作者索取。，這表明社區(qū)服務(wù)供給可能跟地域經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)。

表1 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給描述性統(tǒng)計

為便于研究社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響路徑，本文通過探索性因子分析對8項社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)內(nèi)容進行降維分類。通過主成分分析法提取因子，得到KMO值為0.814 9，根據(jù)Kaiser(1974)的觀點，KMO值為0.8～0.9很適合進行因子分析。參照碎石圖的特征值分布，保留特征值在1以上的兩個因子，降維結(jié)果如表2所示。根據(jù)兩個因子中所包含的條目內(nèi)容，對兩個方面的社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)進行命名：因子1解釋的主要題項包括起居照顧、精神慰藉、日常購物等基本生活服務(wù)，將其命名為基本生活支持。因子2解釋的主要題項為上門看病送藥、組織社會娛樂活動、提供法律援助、提供保健知識和處理家庭鄰里糾紛等擴展性的養(yǎng)老服務(wù)，將其命名為擴展生活支持。

表2 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)因子分析

3. 中介變量

為研究社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響路徑，本文將老年人健康水平和閑暇活動引入模型作為中介變量。將健康水平和閑暇活動作為本研究的中介變量有充分的理由。社區(qū)為老年人提供多項養(yǎng)老服務(wù)的初衷都是為老年人的健康及休閑提供幫助，例如“起居照顧”“上門看病送藥”“提供保健知識”以及“組織社會娛樂活動”。有研究表明社區(qū)服務(wù)有利于老年人的健康和休閑[24]，且有大量研究證實健康狀況和休閑對老年人生活滿意度有較大的影響[19-26]。在具體的指標選取方面，本文采用較能代表個人對健康情況的自評表征老年人健康水平，具體由“您覺得現(xiàn)在您自己的健康狀況怎么樣”題項測量，該問題的選項包括“很不好”“不好”“一般”“好”“很好”，并根據(jù)老年人的選擇分別賦值為1～5分，分值越大，代表老年人健康水平越高。雖然自評健康指標是個人對健康狀況的主觀評價，但它是綜合諸多復(fù)雜信息的判斷，避免了多數(shù)客觀指標的片面性，且已在大量相關(guān)學(xué)術(shù)研究中被用來測度個體健康水平[27]。閑暇活動指標采用“您現(xiàn)在從事/參與以下活動(種菜種地、養(yǎng)花園藝、讀書看報、飼養(yǎng)寵物家禽、打牌下棋、看電視聽廣播、參加社會活動)的頻率”衡量，問題選項包括“不參加”“不是每月，但有時”“不是每周，但每月至少一次”“不是每天，但每周至少一次”“幾乎每天”，并將各項活動參與頻率按照老年人的選擇分別賦值為1～5分。最后選取每個老年人參與不同種類的閑暇活動頻率的平均值作為閑暇活動指標，分值越大，代表老年人閑暇活動參與度越高。

表3匯報了各個中介變量的描述統(tǒng)計，總體來看，我國老年人健康水平平均得分居于“一般”以上。其中，男性老年人健康得分略高于女性老年人；80歲以下中低齡老年人健康得分略高于高齡老年人；有配偶的老年人健康得分略高于無配偶老年人；農(nóng)村地區(qū)老年人健康得分低于城鎮(zhèn)地區(qū)老年人。我國老年人閑暇活動參與平均處于“不是每月，但有時”和“不是每周，但每月至少一次”之間。其中，男性老年人平均得分高于女性老年人；80歲以下中低齡老年人平均得分明顯高于高齡老年人；有配偶的老年人平均得分明顯高于無配偶老年人；農(nóng)村地區(qū)老年人平均得分低于城鎮(zhèn)地區(qū)老年人。

表3 中介變量描述性統(tǒng)計

4. 控制變量

以往研究顯示，老年人生活滿意度將受到多重因素影響，為避免可能存在的遺漏變量問題，本文將老年人的人口學(xué)、社會經(jīng)濟、居住模式等特征作為控制變量。分別選取老年人性別、年齡、婚姻情況、職業(yè)狀況、教育水平、居住地(城鄉(xiāng))、家庭經(jīng)濟狀況、所處地域、居住模式、自理能力作為控制變量。另外，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)作為家庭養(yǎng)老的有效補充，其支持效果還必須考慮到老年人從家庭中獲得的養(yǎng)老支持，基于已有的研究文獻，我們還選取日常聯(lián)系子女情況、是否有獨立臥室作為家庭支持的控制變量[28]。各控制變量的含義與基本描述統(tǒng)計如表4所示。

表4 控制變量描述性統(tǒng)計

由于原始數(shù)據(jù)各個變量單位并不統(tǒng)一，為便于在實證分析中清晰呈現(xiàn)各變量間的相互關(guān)系，對相關(guān)變量進行歸一化處理，將其轉(zhuǎn)換為0～1之間的分值，如表5所示。從該表可以看出，在兩類社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給中，擴展生活支持(上門看病送藥、組織社會娛樂活動、提供法律援助、提供保健知識、處理家庭鄰里糾紛)的標準化得分高于基本生活支持(起居照顧、精神慰藉、日常購物)，表明當前階段社區(qū)為老年人提供的養(yǎng)老服務(wù)更側(cè)重于家庭成員難以提供的醫(yī)療法律援助以及組織社會活動方面，在一定程度上是傳統(tǒng)居家養(yǎng)老模式的補充。然而哪一類社會養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響更明顯？這需要進行實證檢驗。

表5 變量歸一化處理結(jié)果

(三)分析思路

根據(jù)前述討論，首先本文通過普通最小二乘法(OLS)初步檢驗社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)中的基本生活支持與擴展生活支持與老年人生活滿意度之間的關(guān)系，并用有序Logit模型檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，計算公式如下：

Y=π0+π1X1+π2X2+∑πiZi+μ

(1)

其中，Y表示老年人生活滿意度；X1和X2分別表示社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的兩個類別：基本生活支持和擴展生活支持；π為待估系數(shù)；Z表示一系列控制變量；μ表示模型的誤差項。

本文進一步采用有序Logit模型進行邊際效應(yīng)分析，以探索不同生活滿意度級別老年人受社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)影響的差異，而后將總體樣本分為多個子樣本組進行群組異質(zhì)性分析。

在影響機制方面，本文采用中介效應(yīng)模型深入分析不同類別的社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度影響的過程和機制，具體采用Baron和Kenny的逐步法，結(jié)合溫忠麟等[29]提出的多重中介模型依次檢驗回歸系數(shù)，回歸方程如下：

Y=τ1X1+τ2X2+∑τiZi+εx

(2)

M1=α11X1+α12X2+∑αiZi+ε1

(3)

M2=α21X1+α22X2+∑αiZi+ε2

(4)

(5)

其中，M1和M2分別表示中介變量老年人的健康水平和閑暇活動；τ表示X對Y的總效應(yīng)的待估系數(shù)；τ′表示X對Y的直接效應(yīng)的待估系數(shù)；ε表示模型的誤差項?？紤]到社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的不同類型，本文將研究假設(shè)和理論框架進行拓展，拓展后的理論框架如圖2所示。

圖2 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對生活滿意度的多重中介模型理論框架圖示

四、實證結(jié)果分析

(一)社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響

根據(jù)式(1)的模型設(shè)定，表6報告了將控制變量、關(guān)鍵自變量納入模型的估計結(jié)果，同時初步檢驗了中介效應(yīng)。模型1、2、3所用變量均為歸一化變量以便于比較，模型4采用順序因變量(1～5評分)對模型3結(jié)果進行驗證。其中，模型1僅加入控制變量，OLS回歸結(jié)果顯示：第一，女性老年人生活滿意度略高于男性；高齡與生活滿意度存在正相關(guān)關(guān)系；婚姻狀態(tài)對老年人生活滿意度的影響不顯著；年輕時從事非農(nóng)工作的老年人晚年生活滿意度更高；是否受過教育與老年人的生活滿意度存在正相關(guān)關(guān)系；在城鎮(zhèn)居住的老年人生活滿意度相對更高，這與國內(nèi)已有的老年人生活滿意度影響因素研究結(jié)論一致[19,30-32]。這可能是因為，女性能更好地適應(yīng)回歸家庭的晚年生活；而高齡老年人雖然健康水平較低[注]根據(jù)本文的中介變量描述性統(tǒng)計(表3)，高齡老人自評健康水平比低齡老人略低，表明老年人的心理素質(zhì)與情緒調(diào)節(jié)能力很可能是高齡老人生活滿意度更高的原因。，但隨著年齡的增長，老年人的心理素質(zhì)與情緒調(diào)節(jié)能力也更強，更能積極面對生活。第二，家庭經(jīng)濟狀況是影響老年人生活滿意度的重要因素之一，本文結(jié)論與國內(nèi)已有的老年人生活滿意度影響因素報告一致[19]，經(jīng)濟水平是老年人晚年生活的重要保障。東部地區(qū)的老年人的生活滿意度更高，可能與東部地區(qū)普遍較高的經(jīng)濟發(fā)展水平有關(guān)。第三，相比與家人同住，選擇獨居的老年人生活滿意度較差；能夠完全自理的老年人，生活滿意度更高。這與國內(nèi)已有的老年人生活滿意度影響因素研究報告一致[19-21]。第四，日常與子女保持聯(lián)系的老年人生活滿意度更高。有文獻表明，相比得不到子女情感支持的老年人，與子女保持日常聯(lián)系的老年人心理健康情況更好[33-35]。有自己獨立臥室的老年人生活滿意度更好，可能意味著這部分老年人擁有較好的家庭生活條件或較高的家庭地位，得到的家庭支持更多。以上結(jié)果表明，老年人從家庭中得到的物質(zhì)及情感支持越多，生活滿意度越高。通過改善老年人的家庭收入水平、居住模式、情感支持，可以提高老年人生活滿意度。居住在社區(qū)中的老年人，除了應(yīng)得到來自家庭的支持外，來自社區(qū)提供的養(yǎng)老服務(wù)也是其重要的社會支持。那么，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)是否對老年人生活滿意度產(chǎn)生顯著影響？這是本文將要深入探討的問題。

表6 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)與老年人生活滿意度

模型2在模型1的基礎(chǔ)上，加入了本文的關(guān)鍵自變量，即社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給的兩個方面：基本生活支持與擴展生活支持。OLS回歸結(jié)果顯示，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的兩個維度與老年人生活滿意度均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系：基本生活支持的回歸系數(shù)0.066(p<0.01)和擴展生活支持的回歸系數(shù)0.031(p<0.05)。這驗證了本文的假設(shè)1，基本生活支持的回歸系數(shù)更大，這說明基本生活支持對老年人生活滿意度的積極作用相對更大。

模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入了中介變量：健康水平和閑暇活動。OLS回歸結(jié)果顯示，健康水平和閑暇活動與老年人自評生活滿意度呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(p<0.01)，與以往研究結(jié)論一致，健康水平和閑暇活動是影響老年人生活滿意度的重要因素。同時，基本生活支持的回歸系數(shù)從模型2中的0.066下降到0.042，這表明健康水平和閑暇活動在社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響中發(fā)揮著中介作用。

此外，本文還在模型4中采用了生活滿意度非歸一化指標(評分1～5)作為因變量進行有序Logit模型回歸，以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果顯示，有序Logit模型結(jié)果與OLS模型回歸在系數(shù)符號和顯著性上類似，表明本文的基準結(jié)果較為可靠。以上結(jié)果初步驗證了本文的假設(shè)2和假設(shè)3，本文后續(xù)還將對影響機制進行進一步探討。

(二)社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)影響的異質(zhì)性

前文從全樣本的角度分析了社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響，但不能忽略老年人的特征差異，異質(zhì)性分析結(jié)果有助于提出更有針對性的政策建議。本文關(guān)于社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)影響的異質(zhì)性主要分為兩部分。其一，在有序Logit模型回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，進一步研究社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對不同生活滿意度老年人群體帶來的邊際效果，結(jié)果如表7所示。從中可以看出，基本生活支持使得老年人自評生活滿意度“很差”的概率降低0.002，“差”和“一般”的概率分別降低0.008、0.049，“好”和“很好”的概率分別提高0.013和0.046；擴展生活支持使老年人自評生活滿意度“很差”的概率降低0.002，“差”和“一般”的概率分別降低0.007和0.044，“好”和“很好”的概率分別提高0.012和0.042。相比之下，基本生活支持對老年人生活滿意度的積極作用更大。此外，社區(qū)提供的養(yǎng)老服務(wù)對生活滿意度較低的老年人的改善效果小于對生活滿意度評價“一般”或“較好”的老年人，這表明了社區(qū)在為老年人提供養(yǎng)老支持中主要扮演輔助支持的角色，“雪中送炭”效果較小，而“錦上添花”效果更強。原因在于，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)利用可能存在機會不平等，在同等養(yǎng)老服務(wù)供給水平下，貧困且生活滿意度較低的老年人享受養(yǎng)老服務(wù)的機會可能更小。

表7 基于有序Logit模型的社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)影響的邊際效應(yīng)

其二，本文針對老年人的性別、年齡、婚姻以及居住地(城鄉(xiāng))情況將全樣本分為多組子樣本進行深入研究，并對中介變量發(fā)揮的作用進行了相應(yīng)比較。分組子樣本回歸結(jié)果如表8所示。

表8 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)影響的異質(zhì)性

從社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的影響異質(zhì)性來看，首先，性別分組結(jié)果表明，基本生活支持對女性老年人的影響大于男性老年人；擴展生活支持對男性老年人生活滿意度的提升產(chǎn)生正向影響，對女性老年人生活滿意度的影響不顯著。其次，年齡分組結(jié)果顯示，基本生活支持對高齡老年人生活滿意度改善作用更大；而擴展生活支持對中低齡老年人生活滿意度的正面影響略高。再次，從婚姻狀況分組結(jié)果可以看出，基本生活支持對無配偶老年人的影響更大；而擴展生活支持對有配偶老年人生活滿意度的正面作用更加明顯。最后，城鄉(xiāng)分組結(jié)果表明，無論是基本生活支持還是擴展生活支持，對農(nóng)村地區(qū)老年人的生活滿意度均有顯著的提升效果，且基本生活支持的作用大于擴展生活支持。

出現(xiàn)以上結(jié)果的原因可能是，基本生活支持對那些社會經(jīng)濟地位更低、健康狀況更差的老年人的生活滿意度改善效應(yīng)更加明顯。比如，女性的收入等社會經(jīng)濟特征往往比男性差，高齡老年人往往受身體狀況限制更大，無配偶老年人更加缺乏基本生活照顧，農(nóng)村地區(qū)老年人更缺乏基本生活支持，因此這部分老年人對基礎(chǔ)養(yǎng)老服務(wù)的需求可能更高。因此，女性、高齡、無配偶、農(nóng)村地區(qū)的老年人更需要基本生活支持來滿足基本生活要求，提高生活滿意度；而男性、非高齡、有配偶的老年人更需要擴展生活支持豐富晚年生活，改善生活質(zhì)量。

從中介變量發(fā)揮作用的異質(zhì)性來看，第一，不論根據(jù)何種特征分組，加入中介變量后，基本生活支持和擴展生活支持的估計系數(shù)均有所下降，說明健康水平與閑暇活動均能發(fā)揮中介效應(yīng)。進一步觀察估計系數(shù)下降幅度不難發(fā)現(xiàn)，健康水平發(fā)揮的中介作用比閑暇活動更大，表明社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)主要通過老年人的健康水平影響其生活滿意度。第二，中介效應(yīng)的組別差異結(jié)果顯示，在性別分組方面，相比男性，健康水平在社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對女性老年人生活滿意度的影響過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)更加明顯。在年齡與婚姻狀況分組方面，與中低齡和有配偶的老年人相比，健康水平在基本生活支持與高齡及無配偶老年人生活滿意度之間起到的中介作用相對更大；而閑暇活動則是在擴展生活支持與中低齡及有配偶老年人生活滿意度之間發(fā)揮的中介效應(yīng)相對更明顯。在城鄉(xiāng)分組方面，健康水平在基本生活支持對農(nóng)村老年人的生活滿意度的影響過程發(fā)揮的中介效應(yīng)相對更大；而閑暇活動在擴展生活支持與城市老年人生活滿意度之間的中介作用相對更明顯。這些結(jié)果表明，對于處于社會經(jīng)濟地位弱勢的老年人，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)主要是通過基本生活支持改善老年人健康狀況，進而提高生活滿意度；而對于社會經(jīng)濟狀況較好的老年人，雖然健康水平仍起到主要中介作用，但相比其他老年人群體，閑暇活動在擴展生活支持提高其生活滿意度過程發(fā)揮的中介效應(yīng)相對更大。

(三)中介效應(yīng)的進一步分析與檢驗

表9 健康水平M1、 閑暇活動M2中介效應(yīng)分析

綜合以上分析，可以得出以下結(jié)論：健康水平在基本生活支持對生活滿意度的影響過程中具有部分中介作用，假設(shè)2得以驗證。閑暇活動在基本生活支持和擴展生活支持的生活滿意度影響過程中具有部分中介作用，假設(shè)3得以驗證。依據(jù)分析結(jié)果，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)兩個維度對生活滿意度的影響路徑估計結(jié)果如圖3所示。進一步比較不同社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)影響的大小以及各影響路徑的貢獻可知，基本生活支持X1對Y的總效應(yīng)為0.066，擴展生活支持X2對Y的總效應(yīng)為0.032[注]基本生活支持X1對Y的總效應(yīng)為τ1=0.042+0.068×0.328+0.045×0.039= 0.066；擴展生活支持X2對Y的總效應(yīng)為τ2=0.030+0×0.328+0.050×0.039= 0.032。。通過比較社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的兩個方面的總效應(yīng)，可以看到，基本生活支持對老年人生活滿意度的總效應(yīng)比擴展生活支持的總效應(yīng)更大。因此，可以認為社區(qū)為老年人提供基本生活支持對老年人的生活滿意度具有更大的增益作用。

圖3 社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對生活滿意度的影響路徑估計結(jié)果圖示

在基本生活支持對生活滿意度影響過程中，健康水平和閑暇活動均具有部分中介作用，健康水平占總效應(yīng)的比例為33.8%；閑暇活動占總效應(yīng)的比例為2.7%。在擴展生活支持對生活滿意度影響過程中，閑暇活動具有部分中介作用，占總效應(yīng)的比例為6.1%。相比之下，健康水平在社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響過程中起到主要中介作用。因此，社區(qū)應(yīng)針對老年人的健康服務(wù)需求，設(shè)計和推廣一系列有針對性的社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)，能更加有效地提升老年人的生活滿意度。

五、結(jié)論與討論

本研究利用2014年中國老年人長壽影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)，從老年人生活滿意度的角度討論了社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的效果，同時通過引入健康水平和閑暇活動兩個中介變量，探討與檢驗了社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)對老年人生活滿意度的影響機制。主要結(jié)論如下：

首先，社區(qū)提供的基本生活支持服務(wù)和擴展生活支持服務(wù)，對老年人生活滿意度有直接的正向影響。同時，分析數(shù)據(jù)顯示，現(xiàn)階段社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)中基本生活支持供給率非常低(起居照顧4.5%、精神慰藉9.0%、日常購物9.5%)，這可能是由于在傳統(tǒng)觀念中，老年人的基本養(yǎng)老需求主要由家庭負擔，社區(qū)提供的養(yǎng)老服務(wù)以擴展性為主。然而隨著家庭結(jié)構(gòu)的小型化，家庭養(yǎng)老模式在一定程度上難以為繼，需要盡快布局以社區(qū)為依托的養(yǎng)老服務(wù)體系作為傳統(tǒng)養(yǎng)老模式的補充，在提供擴展性社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的同時逐步提高基本生活服務(wù)的覆蓋率。

其次，根據(jù)有序Logit模型的邊際效應(yīng)分析結(jié)果，由社區(qū)提供的各項老年人生活服務(wù)的“雪中送炭”效果較弱，而“錦上添花”效果更強，即社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)供給對生活評價較差的老年人的福利改善作用相對較小，而對生活狀態(tài)較好的老年人的正面作用更大。原因可能是存在社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)利用的機會不平等，即經(jīng)濟水平較低的老年人享受養(yǎng)老服務(wù)的可能性更小，同時這部分老年人也是生活滿意度較低的人群。根據(jù)分樣本回歸結(jié)果，女性、高齡、無配偶的老年人更需基本生活支持來滿足晚年生活要求；而男性、非高齡、有配偶的老年人更需要擴展生活支持豐富晚年生活。以上結(jié)果顯示，社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)在未來更應(yīng)向弱勢群體傾斜以最大限度地提高老年人生活質(zhì)量。

最后，社區(qū)提供的基本生活支持和擴展生活支持，對老年人的主觀生活滿意度還存在間接的增益作用：基本生活支持通過影響老年人健康水平和閑暇活動，進而影響老年人主觀生活滿意度；擴展生活支持通過影響老年人的閑暇活動參與，進而影響老年人主觀生活滿意度。健康水平在基本生活支持對老年人主觀生活滿意度的影響過程中具有部分中介作用；閑暇活動在基本生活支持和擴展生活支持中均對老年人主觀生活滿意度影響過程起到中介作用。綜合而言，健康水平占總效應(yīng)的比例更大，起到的中介作用更明顯。

綜上所述，本研究認為在推廣社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)中，基本生活支持(起居照顧、精神慰藉、日常購物)仍然是布局的重點，尤其應(yīng)當多考慮社會經(jīng)濟弱勢、有較高健康風(fēng)險的老年人?？紤]到居家養(yǎng)老的老年人基本生活支持主要的提供方仍然是家庭，社區(qū)作為家庭養(yǎng)老支持的補充，也應(yīng)該注重家庭無法提供的擴展生活支持(如上門看病送藥、組織社會娛樂活動、提供法律援助、提供保健知識、處理家庭鄰里糾紛)，為老年人的晚年生活提供社會活動的平臺，更好地改善老年人的生活滿意度。