何志鵬　倪中燁

摘要：我國(guó)老齡化進(jìn)程加快，養(yǎng)老問(wèn)題日益突出，老年人的居住問(wèn)題得到廣泛關(guān)注。文章采用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，對(duì)樣本個(gè)人特征、家庭特征和所在地區(qū)等方面進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述與分析。對(duì)影響農(nóng)村老年人與子女居住意愿的因素，建立Logit模型。實(shí)證研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，57.2%的農(nóng)村老年人愿意與子女一起居住;年齡越小、家庭年收入越多、子女越少的老年人越傾向與子女同住;并且，老年人與子女居住意愿存在地區(qū)差異。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村老年人;居住意愿;Logit模型

一、引言

隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和家庭養(yǎng)老功能的弱化，我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老的現(xiàn)狀發(fā)生了巨大的變化?！俺鲩T(mén)一把鎖，進(jìn)門(mén)一盞燈”，成了很多農(nóng)村老人晚年生活的真實(shí)狀態(tài)。我國(guó)面臨的老齡化問(wèn)題日趨嚴(yán)重，老齡人口正以每年3.28%的速度增長(zhǎng)，約為總?cè)丝谠鲩L(zhǎng)率的5倍。據(jù)全國(guó)老齡委的預(yù)測(cè)，到2050年全國(guó)每10個(gè)人中就1位老年人。在農(nóng)村地區(qū)，老齡人口化現(xiàn)象尤為突出，據(jù)第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)農(nóng)村老年人口的數(shù)量是城鎮(zhèn)的1.33倍。家庭養(yǎng)老（指與子女包括孫子女同住）一直是中國(guó)農(nóng)村老年人最普遍的居住方式。然而，據(jù)全國(guó)老齡辦統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示有近一半的老人屬于城鄉(xiāng)空巢家庭或類(lèi)空巢家庭，農(nóng)村中孤寡、獨(dú)居的“空巢老人”的數(shù)量劇增。目前面臨養(yǎng)老的人群中，半失能老人近4000萬(wàn)，完全失能老人1200萬(wàn)，其余是高齡老人、空巢老人和普通老人。子女在老年人養(yǎng)老生活中的作用被削弱，家庭養(yǎng)老的功能愈發(fā)有限，還出現(xiàn)了替代性養(yǎng)老模式：自我養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老。老年人的居住意愿是決定其居住安排的重要因素，直接影響到老年人的生存福利狀況和晚年生活滿(mǎn)意度。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要關(guān)注人口學(xué)特征（性別、年齡、婚姻狀況、健康狀況）、家庭狀況（收入、子女個(gè)數(shù)和男孩比、子女受教育水平）和地區(qū)對(duì)老年人居住意愿的影響，在研究對(duì)象的選擇上以城鎮(zhèn)老年人居多，一般以某一地區(qū)為例從而無(wú)法體現(xiàn)出地區(qū)差異，相關(guān)研究結(jié)論也有所不同?；诖?，本文采用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Retirement Longitudinal Study，簡(jiǎn)稱(chēng)CHARLS），以全國(guó)農(nóng)村老年人群體為實(shí)證樣本，劃分東、中、西三個(gè)地區(qū)進(jìn)行探討。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型

本文采用Logit模型，具體形式如下：

Ln=β0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+ui

其中，p（Y=1）表示農(nóng)村老年人愿意與子女居住的概率;X1i為個(gè)人特征變量;X2i為家庭特征變量;X3i為地區(qū)虛擬變量。

（二）變量

因變量：農(nóng)村老年人與子女居住意愿。CHARLS問(wèn)卷設(shè)置了有無(wú)配偶這一前提，詢(xún)問(wèn)“假定一個(gè)老年人有配偶和成年子女，而且與子女關(guān)系融洽，您覺(jué)得怎樣的居住安排對(duì)他最好”和“假定一個(gè)老年人沒(méi)有配偶，但是有成年子女，而且與子女關(guān)系融洽，您覺(jué)得怎么樣的居住安排對(duì)他最好”。居住偏好選項(xiàng)是“與成年子女一起住”、“不與子女一起住，但是跟子女住在同一村/社區(qū)”、“不與子女一起住，也不跟子女住在同一村/社區(qū)”、“住養(yǎng)老院”、“其他”。本文將后四種情況劃為一類(lèi)：“不與子女一起住”。愿意與子女同住為1，不愿與子女同住為0。

自變量：個(gè)人特征變量包括：1.性別，1=男性，0=女性;2.年齡，用實(shí)際歲數(shù)表示;3.配偶狀況，1=有配偶，0=無(wú)配偶;4.日常起居能力，1=日常起居無(wú)障礙，0=日常起居有障礙;5.日常使用工具能力，1=日常使用工具無(wú)障礙，0=日常使用工具有障礙。家庭特征變量;6.家庭年收入，用實(shí)際收入表示，單位：萬(wàn)元;7.子女個(gè)數(shù)，用實(shí)際人數(shù)表示;8.子女中男孩比，用實(shí)際比例表示;9.子女中的最低受教育水平，用實(shí)際受教育年限表示，單位：年;10.子女中的最高受教育水平，用實(shí)際受教育年限表示，單位：年。地區(qū)虛擬變量：以中部地區(qū)為基準(zhǔn)組。

（三）數(shù)據(jù)

本文采用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，本實(shí)證研究關(guān)注年齡在60歲及以上的老年人，在剔除無(wú)關(guān)值以及關(guān)鍵變量缺失的觀測(cè)個(gè)案后，最終得到有效樣本1323個(gè)。1.基本特征情況，女性占比62.5%，男性占比37.5%，平均年齡為67.4歲，主要集中在61歲到64歲之間;僅有0.23%的人無(wú)配偶;69.8%的人具備日常行為能力，而具備工具性日常生活能力的老年人僅有20.94%。2.家庭特征情況：平均家庭年收入為16297.24元，收入差距較懸殊，最多的家庭達(dá)到了122萬(wàn)，而最少的只有150元;平均每戶(hù)家庭有3.6個(gè)子女，一般2到5個(gè)居多，每戶(hù)家庭中平均有1.7個(gè)男孩，子女中的最低受教育水平平均為8.8年，最高平均為13.2年;3.地區(qū)因素，東部地區(qū)樣本占31.6%，中部占37.6%，西部占30.8%;4.農(nóng)村老年人居住意愿，56.2%的農(nóng)村老年人偏好與成年子女同住，43.8%的老年人不與子女同住。

三、估計(jì)結(jié)果與分析

利用SPSS19.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Logit回歸，結(jié)果詳見(jiàn)表1。

農(nóng)村老年人個(gè)人特征的影響，年齡在1%的水平上呈現(xiàn)負(fù)向顯著，年齡越大的老年人越不傾向與子女同住，這與以往研究所得結(jié)論相符合。其余如性別、配偶狀況、日常行為能力、工具性日常生活能力等解釋變量未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn);農(nóng)村老年人家庭特征的影響，家庭年收入在1%水平上顯著，說(shuō)明家庭收入對(duì)老年人的居住意愿有極其顯著的正向影響。家庭年收入越高的農(nóng)村家庭，老年人越傾向于與子女同住。子女個(gè)數(shù)在5%的水平上與農(nóng)村老年人的居住意愿呈現(xiàn)負(fù)向顯著，子女個(gè)數(shù)越多，老年人越不傾向于與子女同住;農(nóng)村老年人地區(qū)差異的影響，西部地區(qū)在5%的水平上呈現(xiàn)正向顯著。較中部地區(qū)而言，西部地區(qū)農(nóng)村老年人對(duì)子女的依賴(lài)更強(qiáng)。

四、結(jié)論

本文采用2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，將農(nóng)村老年人與子女居住意愿作為被解釋變量，對(duì)可能影響居住意愿的因素進(jìn)行統(tǒng)計(jì)描述，并通過(guò)建立實(shí)證模型進(jìn)一步驗(yàn)證這些因素是否與農(nóng)村老年人的居住意愿存在顯著聯(lián)系，得出以下結(jié)論：第一、我國(guó)過(guò)半農(nóng)村老年人仍偏好與子女同住;第二、在影響老年人與子女居住意愿的因素方面，在個(gè)體層面上年齡產(chǎn)生負(fù)向顯著影響，在家庭層面上家庭年收入呈現(xiàn)正向影響而子女個(gè)數(shù)呈現(xiàn)正向相關(guān)，此外農(nóng)村老年人的居住意愿偏好在地區(qū)層面上存在著差異。

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*基金項(xiàng)目：浙江農(nóng)林大學(xué)科研訓(xùn)練項(xiàng)目“‘鄉(xiāng)村振興背景下傳統(tǒng)村落保護(hù)與開(kāi)發(fā)研究——基于浙江省松陽(yáng)縣的實(shí)踐調(diào)查”（項(xiàng)目編號(hào)：KX20180169）。

（作者單位：浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）