洪海紅

摘要：利用SPSS 20.0軟件對(duì)HB省CD市農(nóng)村地區(qū)老年人的235份調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行二元Logistic回歸分析，探討農(nóng)村老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響因素。結(jié)果表明，家庭經(jīng)濟(jì)狀況和老年人月收入是農(nóng)村老年人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿的最大影響因素，老年人性別、婚姻狀況以及自理能力均對(duì)其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生一定影響。建議通過提高農(nóng)村老年人制度保障水平、合理利用老年人力資源以提高老年人自身經(jīng)濟(jì)保障能力，同時(shí)還需要加強(qiáng)農(nóng)村養(yǎng)老設(shè)施的建設(shè)和完善工作。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村老年人;機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿;影響因素;二元Logistic模型

中圖分類號(hào)：F323.89;TU246.2? ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：0439-8114（2019）07-0157-05

Abstract： The SPSS 20.0 software was used to carry out binary logistic regression analysis on 236 survey data of elderly people in rural areas of CD city in HB province， and to explore the influencing factors of rural old-age institutions' willingness to care for the elderly. The results show that the family economic status and the monthly income of the elderly are the biggest influencing factors affecting the elderly's willingness to care for the elderly. The gender， marital status and self-care ability of the elderly have certain influence on their institutional pension willingness. It is suggested that by improving the level of rural old-age system security and rationally utilizing the resources of the elderly to improve the economic security capacity of the elderly， it is also necessary to strengthen the construction and improvement of rural old-age facilities.

Key words： rural elderly; institutional pension; influencing factor; binary logistic model

據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)資料顯示，中國(guó)農(nóng)村60歲及以上人口為9 930.33萬人，約占全國(guó)人口總數(shù)的7.45%，而城市為4 631.37萬人，占人口總數(shù)的3.47%。農(nóng)村老年人口數(shù)量約為城市的2.14倍，大部分老年人口都集中在農(nóng)村。農(nóng)村老年人的集中性使得關(guān)注農(nóng)村養(yǎng)老極為必要。

城市化進(jìn)程造成大量農(nóng)村勞動(dòng)力遷移，帶來農(nóng)村“空心化”、老年人“空巢化”問題[1]，在這個(gè)現(xiàn)實(shí)背景下農(nóng)村家庭養(yǎng)老功能已經(jīng)悄然發(fā)生轉(zhuǎn)變，由傳統(tǒng)服務(wù)功能較強(qiáng)向服務(wù)功能弱化、經(jīng)濟(jì)保障不足轉(zhuǎn)變。農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保障水平低，家庭養(yǎng)老功能轉(zhuǎn)化使得農(nóng)村老年居民的養(yǎng)老現(xiàn)狀堪憂。同時(shí)，農(nóng)村地區(qū)的老年人在制度保障水平上更低，農(nóng)村家庭養(yǎng)老能力欠缺，再加上老年人自身的自我奉獻(xiàn)心理與子女的樂于接受狀態(tài)導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)老年人生活較為困難[2-4]。同時(shí)，由于農(nóng)民的有限理性及經(jīng)濟(jì)條件的限制，在城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保中選擇低繳費(fèi)檔次，這就決定了其在年老時(shí)得到的制度保障不足[5]。

1? 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

1.1? 數(shù)據(jù)來源

通過多層抽樣方法，結(jié)合地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等特征，采取入戶問卷與隨機(jī)訪談?wù){(diào)查的方式，抽取CD市2個(gè)區(qū)中的6個(gè)街道60歲及以上的農(nóng)村老年人進(jìn)行隨機(jī)調(diào)查。共發(fā)放問卷294份，排除存在年齡不符、信息缺漏等問題的問卷后，實(shí)際回收有效問卷235份，問卷有效率79.9%。以調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析影響CD市農(nóng)村老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老選擇的影響因素。

對(duì)農(nóng)村老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響因素進(jìn)行分析，將農(nóng)村老年人的機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿作為因變量，選取老年人個(gè)人特征、家庭特征、社會(huì)特征以及老年人生活狀況滿意度作為自變量，利用回歸分析模型進(jìn)行分析。由于老年人對(duì)是否有意愿選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老包括“是”與“否”兩個(gè)回答，因此采用二元Logistic回歸模型進(jìn)行分析，取置信度為95%。模型的表達(dá)式為：

1.2? 描述性統(tǒng)計(jì)

1.2.1? 個(gè)人因素? 被調(diào)查對(duì)象中，老年人的性別結(jié)構(gòu)由42.9%的男性與57.1%的女性組成;年齡在60～64歲的老年人占34.92%，65～69歲老年人占22.37%，70～74歲老年人占15.25%，75～79歲老年人占8.81%，80～84歲老年人占14.58%，85～89歲老年人占3.05%，90～94歲占1.02%;在老年人的所屬民族方面，漢族占92.0%，滿族占7.2%，回族占0.8%;未受過教育的老年人占17.8%，小學(xué)學(xué)歷的為29.3%，初中學(xué)歷的為25.1%，高中學(xué)歷的為27.8%;在老年人自理能力方面，完全自理的老年人占88.5%，日常生活中有些事情需要他人照顧的輕度失能老年人占5.5%，中度和重度失能老年人分別占3.4%和2.6%（表1）。

1.2.2? 家庭特征? 家庭特征方面主要包括居住情況、婚姻狀況以及兒子、女兒個(gè)數(shù)（表2）。與子女共同居住的老年人占40.0%，不與子女共同居住的老年人占60.0%;有配偶的老年人占25.9%，無配偶的老年人占74.1%;在老年人的子女?dāng)?shù)量調(diào)查中，沒有女兒的老年人占34.2%、有1個(gè)女兒的為49.7%、有2個(gè)女兒和3個(gè)女兒的老年人分別占12.3%和3.8%;沒有兒子的老年人占19.8%，有1個(gè)兒子的老年人占53.1%，有2個(gè)兒子的占18.2%，有3個(gè)兒子的老年人占8.9%。

1.2.3? 社會(huì)特征? 社會(huì)特征方面主要包括職業(yè)、月收入和家庭經(jīng)濟(jì)狀況（表3）。職業(yè)方面，農(nóng)民占39.5%，工人占22.9%，商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員占3.4%，個(gè)體占22.9%，國(guó)家或事業(yè)單位公務(wù)人員占5.9%，家庭主婦或未就業(yè)老年人占5.4%;在老年人自身收入上，月收入在1 000元及以下的老年人占33.4%，1 001～1 500元的老年人占43.93%，1 501～2 000元的老年人占15.92%，2 000元及以上的老年人占6.78%;老年人對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的總體印象方面，認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)狀況非常好的占4.6%，認(rèn)為良好的占37.0%，認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)狀況尚可的老年人占45.9%，家庭經(jīng)濟(jì)狀況差的老年人占11.4%的，剩余1.1%的老年人不愿意回答。

1.2.4? 生活狀況? 老年人生活狀況方面，在生活狀況滿意度上，對(duì)目前生活狀況很不滿意的老年人占1.7%，不太滿意的占5.9%，一般、基本滿意以及非常滿意的分別占8.9%、40.8%、42.7%;在精神慰藉滿意度上，非常不滿意、不滿意、不確定以及滿意的老年人分別占17.6%、20.0%、20.3%、42.1%（表4）。

2? 假設(shè)檢驗(yàn)與分析

2.1? 變量選取

為了清楚地表達(dá)老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿，并結(jié)合CD市的實(shí)際情況，將老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的選擇意愿水平簡(jiǎn)化為二分類變量，即“是”和“否”，其因變量為老年人的機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式選擇意愿。當(dāng)老年人選擇愿意機(jī)構(gòu)養(yǎng)老時(shí)，取值為1，老年人不愿意機(jī)構(gòu)養(yǎng)老時(shí)，取值為0。

根據(jù)研究假設(shè)設(shè)置4類自變量，即老年人個(gè)人特征、家庭特征、社會(huì)特征以及老年人生活狀況因素，探討老年人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老選擇意愿的影響因素。首先，老年人個(gè)人特征包括性別、年齡、民族、文化程度、自理能力5個(gè)衡量指標(biāo);家庭特征包括婚姻狀況、居住情況、兒子個(gè)數(shù)、女兒個(gè)數(shù)4個(gè)衡量指標(biāo);社會(huì)特征包括職業(yè)、月收入、家庭經(jīng)濟(jì)狀況3個(gè)衡量指標(biāo);生活狀況因素包括老年人生活狀況滿意度、精神慰藉滿意度2個(gè)衡量指標(biāo)。變量具體賦值情況見表5。

2.2? 研究假設(shè)

農(nóng)村老年人普遍受到傳統(tǒng)觀念的影響，但對(duì)于不同年齡層次的老年人來說，其對(duì)于家庭養(yǎng)老的依賴程度存在差異。一般來說高齡老年人對(duì)于傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老的信任度和依賴度普遍高于低齡老年人;受教育程度較高的老人對(duì)于新興養(yǎng)老方式的接受度會(huì)高于受教育程度較低的老年人[6，7];同時(shí)老年人在自身身體機(jī)能較好時(shí)，對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的選擇意愿普遍不高[8]。

假設(shè)1：受調(diào)查農(nóng)村老年人的個(gè)人特征（性別、年齡、民族、受教育程度、自理能力）對(duì)其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿存在影響，即這些因素與農(nóng)村老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的意愿存在一定相關(guān)性。

配偶是否健在是影響農(nóng)村老年人生活狀態(tài)的重要因素，失去配偶的老年人會(huì)對(duì)子女的依賴程度更高，且由于農(nóng)民是風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的，受到傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”觀念的影響，兒女?dāng)?shù)量對(duì)老年人的機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿存在較大影響，兒女?dāng)?shù)量尤其是兒子數(shù)量越多的老年人其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿越低[9];同時(shí)與子女的距離半徑是影響老年人家庭養(yǎng)老的重要因素，進(jìn)而影響其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿。

假設(shè)2：受調(diào)查農(nóng)村老年人的家庭特征（居住情況、婚姻狀況、女兒個(gè)數(shù)、兒子個(gè)數(shù)）對(duì)其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿存在有影響，即這些因素與農(nóng)村老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的意愿存在一定相關(guān)性。

收入影響?zhàn)B老意愿選擇的自由度，個(gè)人及家庭收入水平越高的老年人，對(duì)其需求的可支配程度就越大，對(duì)現(xiàn)實(shí)的養(yǎng)老意愿選擇自由度更高;同時(shí)，選擇非家庭養(yǎng)老多是注重心理感受而非客觀身體條件，農(nóng)村老年人精神貧困的出現(xiàn)、精神慰藉的缺失使得家庭養(yǎng)老對(duì)其老年生活的保障程度不足[10，11]，由此會(huì)造成農(nóng)村老年人的養(yǎng)老意愿向機(jī)構(gòu)養(yǎng)老傾斜。

假設(shè)3：受調(diào)查農(nóng)村老年人的社會(huì)特征（職業(yè)、月收入、家庭經(jīng)濟(jì)狀況）與其對(duì)目前生活狀況的滿意度對(duì)其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿存在影響，即這些因素與農(nóng)村老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的意愿存在一定相關(guān)性。

2.3? 回歸結(jié)果與分析

通過采用SPSS 20.0進(jìn)行二元Logistic回歸分析。模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)結(jié)果（表6）顯示，似然卡方比檢驗(yàn)的觀測(cè)值為47.477，對(duì)應(yīng)的P值為0.000，回歸方程顯著，說明采用該模型合理。

進(jìn)一步運(yùn)用二元Logistic回歸分析模型，采用進(jìn)入法的回歸結(jié)果見表7。從表7可以看出，14個(gè)協(xié)變量中，年齡、民族、文化程度等多項(xiàng)因素P值都大于0.05，不具有統(tǒng)計(jì)意義。為了更準(zhǔn)確探尋農(nóng)村老年人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿影響因素，采取逐步刪除法，剔除不顯著的變量，最終得出老年人性別、婚姻狀況、月收入、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、自理能力5個(gè)因素顯著，其P值均小于0.05，通過顯著性檢驗(yàn)。

基于以上模型估計(jì)結(jié)果，得出以下結(jié)論。

1）家庭經(jīng)濟(jì)狀況、老年人月收入兩個(gè)變量與農(nóng)村老年人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的選擇意愿相關(guān)度最高，存在正向影響，家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好、自身月收入越高的農(nóng)村老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的選擇意愿越強(qiáng)烈。這是因?yàn)榕c家庭養(yǎng)老相比，機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的支出更大，農(nóng)村老年人自身的收入不足以支持其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的費(fèi)用支出，這就需要家庭支持，而家庭經(jīng)濟(jì)狀況不佳的老年人由于無法支付機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的費(fèi)用，其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的意愿也會(huì)隨之下降。

2）農(nóng)村老年人的婚姻狀況是影響其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿的第二大因素，沒有配偶的老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的選擇意愿更強(qiáng)烈，而配偶健在的老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的選擇意愿低。配偶健在的老年人在日常生活中能夠互相照顧，同時(shí)在精神慰藉上也能夠得到滿足，對(duì)于農(nóng)村老年人來說，夫妻同住的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的可能性普遍較低。

3）老年人的生活自理能力與機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿存在負(fù)相關(guān)，自理能力越差的老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的傾向性越高，健康狀況相對(duì)較好的農(nóng)村老年人則對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的選擇意愿較低。這是因?yàn)檗r(nóng)村老年人受到傳統(tǒng)觀念、經(jīng)濟(jì)狀況等的影響，在自身自理能力較好的時(shí)期更加愿意在家養(yǎng)老，而到自理能力較差、無人照料時(shí)，才會(huì)選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。

4）老年人性別對(duì)于其機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿也存在影響。與女性相比，男性老年人對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的接受度更高，其對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的意愿也更加強(qiáng)烈。女性老年人通常對(duì)家庭有更多的依賴，同時(shí)在情感上也更加細(xì)膩，其在家庭中扮演的家庭內(nèi)務(wù)操辦者的角色使其對(duì)于家庭的情感相較于男性老年人更強(qiáng)烈;此外，由于男性老年人對(duì)新興事物的接受度更高，其對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的傾向也更加明顯。

3? 結(jié)論與啟示

首先要提高農(nóng)村老年人制度保障水平，降低家庭養(yǎng)老依賴。2009年以前，中國(guó)農(nóng)村實(shí)行新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，到了2014年與城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)合并為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)。但是長(zhǎng)期以來，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保險(xiǎn)保障水平較低，養(yǎng)老金替代率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于其他國(guó)家水平。因此，政府需要提高對(duì)農(nóng)村老年人養(yǎng)老金的“入口補(bǔ)貼”與“出口補(bǔ)貼”，針對(duì)農(nóng)村地區(qū)居民選擇低繳費(fèi)檔次問題，需要通過擴(kuò)大不同繳費(fèi)檔次之間的補(bǔ)貼梯度，提高對(duì)長(zhǎng)繳、多繳老年人的補(bǔ)貼水平，增加農(nóng)村老年人的城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)收入同時(shí)激勵(lì)農(nóng)村中年人選擇高檔次繳費(fèi)，提高整個(gè)農(nóng)村地區(qū)居民的養(yǎng)老金收入[12]。

其次，機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的收費(fèi)是農(nóng)村老年人選擇家庭養(yǎng)老的影響因素之一，由于農(nóng)村土地保障能力的退化，依靠家庭養(yǎng)老的農(nóng)村老年人個(gè)人收入有限，不能保證自身在家庭養(yǎng)老模式中享受有尊嚴(yán)的老年生活。同時(shí)，“反饋模式”下的中國(guó)養(yǎng)老體系促使老年人群跟隨子女養(yǎng)老，對(duì)于農(nóng)村家庭來說，沒有任何收入來源的老年人增加了子女的負(fù)擔(dān)，老年貧困最終造成了農(nóng)村養(yǎng)老困境。因此，需要依靠當(dāng)?shù)卣侠砝棉r(nóng)村有勞動(dòng)能力的老年人，安排相關(guān)的簡(jiǎn)單勞動(dòng)，使其能夠收獲土地以外的其他收入，這不僅能夠在一定程度上緩解老年貧困，同時(shí)也能夠提高農(nóng)村老年人的自我保障能力，減少其對(duì)子女的依賴，提高養(yǎng)老質(zhì)量。

最后，在中國(guó)社會(huì)保障不平衡、不充分的大背景之下，農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老設(shè)施的建設(shè)與城市相比差距較大，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不完善，無法滿足老年人的養(yǎng)老需求;同時(shí)家庭養(yǎng)老模式面臨困境，家庭支持缺乏，單一的養(yǎng)老方式造成老年人對(duì)子女的依賴。通過調(diào)查，在農(nóng)村地區(qū)，除了家庭養(yǎng)老以外，其他養(yǎng)老方式不被認(rèn)可和接受，這不僅是由于思想觀念的排斥，更為主要的是當(dāng)?shù)貦C(jī)構(gòu)養(yǎng)老建設(shè)不完善，宣傳不到位所致。因此，當(dāng)?shù)卣枰晟飘?dāng)?shù)仞B(yǎng)老設(shè)施，同時(shí)鼓勵(lì)社會(huì)組織參與養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的建設(shè)和管理工作，提高養(yǎng)老服務(wù)的質(zhì)量和層次，吸引老年人入住，為農(nóng)村老年人提供更多的養(yǎng)老選擇[13]。此外，更為重要的是機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的宣傳工作，以消解由于信息不對(duì)稱帶來的偏見。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，許多老年人對(duì)于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的了解甚少，其認(rèn)識(shí)僅停留在政府為“三無”老人提供的養(yǎng)老院上;同時(shí)，農(nóng)村老年人對(duì)于居家養(yǎng)老及其他新型養(yǎng)老方式更是缺乏相應(yīng)了解，與城市存在脫節(jié)。因此有關(guān)部門應(yīng)當(dāng)認(rèn)真宣傳、教育，幫助農(nóng)村居民形成正確的社會(huì)養(yǎng)老認(rèn)識(shí)，讓家庭養(yǎng)老存在困難的老年人能夠融入社會(huì)養(yǎng)老。

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[12] 張海霞.我國(guó)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度構(gòu)建——論新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)政府保費(fèi)補(bǔ)貼的作用效果[J].價(jià)格理論與實(shí)踐，2012（1）：74-75.

[13] 李? 俏，陳? 健.變動(dòng)中的養(yǎng)老空間與社會(huì)邊界——基于農(nóng)村養(yǎng)老方式轉(zhuǎn)換的考察[J].中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017，34（2）：128-136.