孫 昕 鐘仁耀

(華東師范大學(xué)公共管理學(xué)院，上海，200062)

一、引言

人口快速老齡化和大規(guī)模流動是目前中國最顯著的人口現(xiàn)象，隨遷老年人口在中國新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中扮演重要的角色。2015年中國流動人口規(guī)模達(dá) 2.47 億人，占總?cè)丝诘?18%，其中老年流動人口規(guī)模從2000年的503萬人增加至2015年的1304萬人，年均增長6.6%[1]?！袄掀濉毙纬傻脑蛑饕小案舸樟稀焙汀爱惖仞B(yǎng)老”兩個方面，尤其是隔代照料已日益成為中國老年人普遍的日常活動。在 1～5 歲兒童中，隔代撫育的占比達(dá)到 41.1%[2]，可見受到根深蒂固的家庭文化觀念和社會育兒服務(wù)缺位的現(xiàn)實困境的影響，由家中老人提供隔代照料成為兒童撫育的重要選擇和“老漂族”形成的主要動因。

“社會融合”是一個縱向的過程概念，指“老漂族”通過調(diào)整其行為模式、價值觀念、生活方式以及心理狀態(tài)在異地社會中繼續(xù)社會化的過程或積極再社會化的過程[3]。而對于“老漂族”的身份認(rèn)同，在現(xiàn)有研究中主要是將其作為測量“社會融合”過程或結(jié)果的一個重要維度和指標(biāo)。楊菊華等認(rèn)為，身份認(rèn)同是流動人口社會融合的重要體現(xiàn)，因此從認(rèn)同狀態(tài)和個體意愿兩個維度分析流動人口的身份認(rèn)同在群體內(nèi)部、地域之間的差異[4]；趙海濤等把社會融合分為文化融合、經(jīng)濟(jì)融合、心理融合，并將“本地人”的身份認(rèn)同感作為11項心理融合指標(biāo)的構(gòu)成要素，以考察流動人口特征對社會融合的影響[5]。據(jù)此本文認(rèn)為，“身份認(rèn)同”之于老年流動人口是基于城鄉(xiāng)分類之上的個體自我認(rèn)知，以及對這一身份的情感歸屬，即獲得“當(dāng)?shù)厝恕薄俺鞘芯用瘛钡恼J(rèn)同感和歸屬感。

一方面，提供隔代照料的“老漂族”受到戶籍制度的限制，附著其上的福利制度有所缺失，因此，該群體在行為和心理上存在“漂泊感”，缺少身份認(rèn)同；另一方面，因該群體在社會和家庭中有多重身份定位，衡量和判斷其對“城市人”“本地人”的身份認(rèn)同比較困難。在研究照料行為對主體認(rèn)知影響的過程中，角色壓力理論和角色擴(kuò)張理論就給出了不同的解釋和結(jié)論[6]?！敖巧珘毫碚摗闭J(rèn)為，個體在面臨多重角色身份時，身份沖突會引發(fā)壓力，在心理上形成負(fù)面影響?！袄掀濉彼媾R的隔代照料過程中的代際矛盾、異鄉(xiāng)居住中的生活難題，可能會對其造成心理壓力，并導(dǎo)致身份認(rèn)同感降低。而“角色擴(kuò)張理論”則認(rèn)為，個體可以從多重角色中獲得社會融合和滿足感，多重角色會帶來社會支持的提高，從而抵消角色緊張的風(fēng)險。不論是基于家庭代際責(zé)任還是基于子代回饋的互惠，“老漂族”提供隔代照料的行為能在一定程度上為自身帶來家庭支持；同時隨著老年人和流動群體越來越受到社會的關(guān)注，“老漂族”在健康、養(yǎng)老、文化生活等方面的社會支持力度越發(fā)顯著。然而“老漂族”作為家庭照料的主要承擔(dān)者、核心家庭中的“多余人”、公共生活中的異鄉(xiāng)人，隔代照料行為對身份認(rèn)同是遵循角色壓力論的抑制效應(yīng)？還是符合角色擴(kuò)張論的促進(jìn)效應(yīng)？目前在學(xué)界尚未得到研究證實。

綜觀已有研究，學(xué)界圍繞“老漂族”身份認(rèn)同的影響因素、隔代照料行為的個體影響進(jìn)行了研究，但對聚焦于提供隔代照料的“老漂族”的相關(guān)研究仍存在以下不足：首先，從狀態(tài)層面研究“老漂族”身份認(rèn)同的影響因素的成果頗多，從行為層面研究“老漂族”身份認(rèn)同的影響機(jī)理的成果較少；其次，現(xiàn)有研究很少聯(lián)系社會支持，來探究隔代照料行為影響下的認(rèn)知改變機(jī)制。因此，本文聚焦“老漂族”的隔代照料行為對身份認(rèn)同的影響，并探究二者之間的作用關(guān)系。以期鞏固“老漂族”人群研究的實證基礎(chǔ)，豐富流動人口行為選擇與認(rèn)知變化的研究成果，為后續(xù)針對“老漂族”的各項社會政策制定提供有價值的參考。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

對于“老漂族”的界定，學(xué)界尚未形成統(tǒng)一的觀點。程雅璐認(rèn)為，“老漂族”是指為了照顧自己的生活或照顧孩子讀書，一些被青年農(nóng)民工接到城里同住的父母[7]。很顯然，此概念并未將出于同樣原因的城鎮(zhèn)戶籍流動老年人口包括在內(nèi)。許加明等認(rèn)為，“老漂族”是為了照顧孫輩、家庭團(tuán)聚、異地養(yǎng)老而背井離鄉(xiāng)來到陌生城市的老年流動人口[8]。其在流動原因上突出“老漂族”與普通老年流動人口的區(qū)別。本文考慮流動人口和老年人群體的首要特征，從年齡和流動原因?qū)用娼缍ā袄掀濉?，并基于我國相關(guān)退休制度政策，將“老漂族”定義為“為照顧晚輩或養(yǎng)老而在非戶籍地跟隨子女一起居住的50歲及以上的流動老人”。

本研究所用的“老漂族”人口數(shù)據(jù)來自2017年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查。該調(diào)查涵蓋31個省份和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)，采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣。2017年的調(diào)查樣本中包含目標(biāo)個體樣本169989個，其中男性樣本87871個，女性樣本82118個。本研究在被調(diào)查的流動人口中抽取年齡在50歲及以上(1967年5月及以前出生)，且因隔代照料、異地養(yǎng)老到流入地與子女共同居住的樣本。在剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本后，得到有效樣本1693個。

(二)主要變量

1.被解釋變量

本文的因變量是“‘老漂族’的身份認(rèn)同”，將問卷中的“您是否同意‘我覺得我已經(jīng)是本地人’這個說法？”作為代理變量。為了保留樣本的完整信息，使用問卷中的回答設(shè)置衡量類別變量的程度，將回答“完全不同意”“不同意”“基本同意”“完全同意”依次賦值為1、2、3、4。

2.主要解釋變量

本文的自變量為“‘老漂族’的流動原因”，具體分為養(yǎng)老和照顧晚輩兩類。利用調(diào)查問卷家庭成員信息中的“本次流動原因”進(jìn)行測量。首先，根據(jù)問卷說明，篩選出流動原因為照顧自家孩子的樣本，得到為隔代照料而流動的“老漂族”照料樣本；然后，篩選出家屬隨遷中的異地養(yǎng)老樣本，再保留其中與子女共同居住的部分，得到為養(yǎng)老而流動的“老漂族”非照料樣本。通過重新編碼生成流動原因變量，0表示不參與隔代照料，1表示參與隔代照料。

3.控制變量

(1)個體特征變量

個體特征變量具體包括性別、年齡、個人收入、受教育程度、婚姻狀況、戶籍、健康狀況。

(2)流動特征變量

考慮到“身份認(rèn)同”是一個漫長的社會化過程，本文選取“流動時間”作為流動特征變量；同時對流入地的認(rèn)同感也與居住環(huán)境的熟悉程度相關(guān)，在地理上會受到流動范圍的限制，因而本文也將“流動范圍”作為流動特征變量。

(3)社會支持變量

選取社會支持變量作為重要的控制變量，主要是考慮到身份認(rèn)同來源于社會在個體心中的映射，而社會支持可以通過“正式支持”和“非正式支持”兩種主要方式，改變個體的態(tài)度、想法、觀念和意識等。前者包括物質(zhì)的援助和服務(wù)的提供，后者包括被理解、被尊重，甚至是自我價值的實現(xiàn)[9-10]?！袄掀濉奔染哂辛鲃尤丝诘幕緦傩?，又具有老年群體的高健康風(fēng)險特征。不管是異地養(yǎng)老還是隔代照料行為都使他們具有更加敏感的健康需求?！笆欠裨诒镜亟⒕用窠】禉n案”既能從一個側(cè)面反映官方是否賦予流動人口居民權(quán)利，也能體現(xiàn)其對老年人健康問題的關(guān)注程度，本文將其作為正式支持變量，并驗證其對身份認(rèn)同的影響。對于非正式支持，根據(jù)Berkman等提出的社會支持獲取中的“個人—團(tuán)體—更大的社交團(tuán)體”路徑[11]，本文認(rèn)為，“老漂族”既可以在異地的同鄉(xiāng)交往中獲得情感支持，也可以從本地的社會參與中獲得情感歸屬。因此，將問卷中“您是否參加同學(xué)會、老鄉(xiāng)會、家鄉(xiāng)商會”和“您是否參加捐款、無償獻(xiàn)血、志愿活動等”作為非正式支持的代理變量，參加其中一項則賦值為1，未參加任意一項則賦值為0。具體的變量賦值如表1所示。

表1 主要變量賦值說明

(三)研究方法

本研究的被解釋變量為身份認(rèn)同，它屬于有序分類變量。因此，本研究采用有序Logistic回歸模型進(jìn)行分析，模型基本表達(dá)形式如下：

其中：

該模型表示屬于后k-j個等級的累計概率與前j個等級的累計概率的優(yōu)勢對數(shù)，其中j的取值范圍為1～4，系數(shù)β反映回歸系數(shù)，Xij表示主要的解釋變量，Zij表示中介變量。

三、“老漂族”的人口特征與隔代照料

表2中主要變量的描述性統(tǒng)計顯示，照料樣本中有36%完全認(rèn)同自己是本地人，有18%完全不認(rèn)同或不認(rèn)同自己是本地人，非照料樣本中有54%完全認(rèn)同自己是本地人，有9%完全不認(rèn)同或不認(rèn)同自己是本地人?？梢钥闯龇钦樟蠘颖镜纳矸菡J(rèn)同度高于照料樣本。

表2 部分變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

在提供隔代照料的“老漂族”中，女性占比65%；在不提供隔代照料的“老漂族”中，女性占比46%；總樣本中，女性人口占比也達(dá)到63%。受到社會因素和生物因素的影響，女性老年人在所有老年人中的數(shù)量優(yōu)勢越來越明顯，在本研究中，“老漂族”的性別結(jié)構(gòu)也存在該特征。此外，女性老年人群更可能成為家庭照料的主要提供者，隨子女遷移而流動，幫助承擔(dān)“家庭責(zé)任”。不提供隔代照料的樣本中的城市戶籍人群占比高于提供照料樣本中的城市戶籍人群占比，這可能是因為農(nóng)村戶籍子女在流入地打拼過程中更難以獨立承擔(dān)養(yǎng)育子女的重?fù)?dān)，需要父母提供隔代照料，而城市戶籍的老年人傾向于選擇更高質(zhì)量的晚年生活，以及延長在勞動力市場體現(xiàn)個人價值的時間，因而為養(yǎng)育后輩而流動的占比小。另外，提供隔代照料的“老漂族”的年齡低于不提供照料的“老漂族”，二者均值相差3.17歲。提供隔代照料的人群中有配偶的占比88%，高于不提供隔代照料樣本中有配偶的占比。

對于受教育程度，在總樣本中未接受過學(xué)校教育和接受過小學(xué)教育的占比42%，教育水平在大學(xué)及以上的占比8%，總體來看“老漂族”的受教育水平偏低，以小學(xué)及以下水平為主。高學(xué)歷老人大多不會追隨子女而遠(yuǎn)離家鄉(xiāng)，他們擁有更強的自主性和自我意識，更加注重自我價值的實現(xiàn)，較少依賴子女；而“老漂族”大多來自農(nóng)村或經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，受早期教育環(huán)境影響，總體受教育水平不高。在健康狀況方面，提供隔代照料的人群中身體健康的占比45%，比不提供照料人群中身體健康的占比高出4個百分點。一方面，提供隔代照料的“老漂族”總體較為年輕，生理上患病的概率低于不提供隔代照料的“老漂族”；另一方面，只有身體健康的老年人才有能力去提供隔代照料[12]。

四、隔代照料對身份認(rèn)同影響的實證分析

(一)基本回歸結(jié)果

基于上述分析， 本文通過構(gòu)建回歸模型， 對“老漂族”隔代照料與身份認(rèn)同之間的關(guān)系進(jìn)行探討。本文首先對全樣本進(jìn)行有序Logistic回歸(見表3)。模型1納入社會人口特征變量?；貧w結(jié)果顯示，隔代照料行為與“老漂族”的身份認(rèn)同呈現(xiàn)顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系，說明與提供隔代照料的“老漂族”相比，不提供隔代照料的“老漂族”認(rèn)同自己是本地人的概率更高，即身份認(rèn)同程度更高。城市戶籍“老漂族”比農(nóng)村戶口“老漂族”更傾向于獲得身份認(rèn)同感；健康狀況越不好，越不易獲得身份認(rèn)同感；收入水平越高，城市身份認(rèn)同感越低。此外，流動時間越長、流動范圍越小，身份認(rèn)同感越高。

表3 身份認(rèn)同的基本回歸結(jié)果

模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了社會支持變量，模型的解釋力度得到提高。隔代照料行為與“老漂族”身份認(rèn)同的負(fù)相關(guān)關(guān)系依然顯著，且系數(shù)的絕對值降低，說明加入社會支持變量以后，提供隔代照料行為對“老漂族”身份認(rèn)同的負(fù)向影響得到緩解。其中，建立居民健康檔案的“老漂族”比沒有建立的“老漂族”更易獲得身份認(rèn)同感，這可能是由于建立居民健康檔案是政府行為，政府在身份確認(rèn)方面影響力更強；有社會參與經(jīng)歷的“老漂族”更有可能獲得身份認(rèn)同感，說明“老漂族”在異地生活中，與同鄉(xiāng)人、當(dāng)?shù)厝说慕煌欣谄渥晕疑矸莸匚坏拇_認(rèn)。照料型“老漂族”在照料過程中面臨的家庭勞作和代際矛盾，可能會對自身的身體健康和心理適應(yīng)產(chǎn)生負(fù)面影響[13]。此外，對于該群體來說，雖然建立居民健康檔案傳遞了重視公民身份的信號，積極主動的社會參與更易獲得情感支持，但是，因為隔代照料行為占據(jù)老年人的大量時間和精力，相比不提供隔代照料的“老漂族”，提供隔代照料的“老漂族”獲得同鄉(xiāng)扶持的機(jī)會更少，融入社會公共活動的意愿較低。因此，社會支持的正向促進(jìn)作用并未改變隔代照料對身份認(rèn)同的抑制性。

(二)分樣本的回歸結(jié)果

以上結(jié)果表明，隔代照料行為對“老漂族”的身份認(rèn)同有顯著的消極影響，但是在觀察樣本的平均效應(yīng)基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步考慮不同個體之間身份認(rèn)同的異質(zhì)性。下文分別按照性別、戶籍、婚姻狀況、年齡、流動范圍分組，采用有序Logistic回歸模型進(jìn)行估計，分析隔代照料行為對身份認(rèn)同的異質(zhì)性影響。

1.分性別回歸

表4表明，“老漂族”的隔代照料對女性的身份認(rèn)同感有顯著的負(fù)向影響，但是對男性的負(fù)向影響在統(tǒng)計意義上并不顯著。這說明，女性“老漂族”承擔(dān)隔代照料對本地人身份認(rèn)同感具有負(fù)向影響。在承擔(dān)家庭責(zé)任的狀況下，女性“老漂族”更不易審視自身的“社會人”角色，積極的社會融入感較低。此外，正式支持對男性“老漂族”的身份認(rèn)同感有顯著的正向影響，但非正式支持對該群體的影響并不顯著；而對女性“老漂族”來說，正式支持和非正式支持均對身份認(rèn)同感的獲得產(chǎn)生顯著的正向影響，說明增加社會支持對提高女性“老漂族”身份認(rèn)同感會更有效。

表4 “老漂族”身份認(rèn)同的分性別樣本回歸結(jié)果

2.分戶籍回歸

不同的戶籍性質(zhì)決定了“老漂族”的流動路線是“鄉(xiāng)—城”流動還是“城—城”流動。通過表5的異質(zhì)性分析可以看出，農(nóng)村戶籍“老漂族”和城市戶籍“老漂族”在隔代照料中都面臨身份認(rèn)同感的降低，但是農(nóng)村戶籍樣本在加入社會支持變量后，這種負(fù)向影響變得不再顯著。對于農(nóng)村戶籍“老漂族”來說，正式支持和非正式支持對身份認(rèn)同感的獲得都有顯著的正向作用，且正式支持的影響系數(shù)更大。這說明，相對于來自本地其他群體的情感支持，官方組織的“建立居民健康檔案”向農(nóng)村籍“老漂族”傳遞了更強的(本地人)身份認(rèn)同信號，更有利于促進(jìn)其形成積極的身份認(rèn)同感。

表5 “老漂族”身份認(rèn)同的分戶籍樣本回歸結(jié)果

3.分婚姻狀況回歸

是否有配偶的陪伴對“老漂族”在流入地的生活狀態(tài)產(chǎn)生重要影響。表6的結(jié)果表明，有配偶的“老漂族”隔代照料行為對其身份認(rèn)同產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。值得關(guān)注的是，部分承擔(dān)隔代照料的“老漂族”與配偶異地分居，他們可能面臨更大的精神壓力，流出地的“拉力”作用會降低其在流入地的身份認(rèn)同感。并且對于有配偶的“老漂族”群體，正式支持和非正式支持都發(fā)揮了顯著的正向作用，而對于無配偶群體，只有正式支持有顯著的正向作用。

表6 “老漂族”身份認(rèn)同的分婚姻狀況樣本回歸結(jié)果

4.分年齡回歸

表4顯示了“老漂族”身份認(rèn)同的分年齡樣本回歸結(jié)果。在50～69歲低齡組樣本中，隔代照料與身份認(rèn)同在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，在加入社會支持變量后，相關(guān)性仍然顯著，且正式支持呈現(xiàn)顯著的正向影響。在60～69歲樣本中，隔代照料與身份認(rèn)同相關(guān)性在10%的水平下顯著，但在加入社會支持變量后，隔代照料變量的顯著性消失，而兩類社會支持變量都對身份認(rèn)同感產(chǎn)生顯著的正向影響。而在70歲及以上高齡組樣本中，無論是否加入社會支持變量，隔代照料與身份認(rèn)同的相關(guān)性均不顯著。原因可能來自兩個方面：一是受到數(shù)據(jù)的限制，高齡組樣本較少；二是低齡組老人更可能參與隔代照料，而高齡組更多的是異地養(yǎng)老。總體來看，60～79歲“老漂族”的身份認(rèn)同感對來自外部的社會支持反應(yīng)更加敏感。尤其對60～69歲年齡段的“老漂族”來說，社會支持很好地緩解了家庭照料行為帶來的“角色壓力”，使“角色擴(kuò)張”成為可能。在加入社會支持變量后，50～59歲年齡段“老漂族”的隔代照料系數(shù)絕對值減小也體現(xiàn)了社會支持的緩和作用。

表7 “老漂族”身份認(rèn)同的分年齡段樣本回歸結(jié)果

5.按流動范圍分樣本回歸

不同的流動范圍可能帶來生活方式、居住環(huán)境、人文情懷等方面的差異，從而導(dǎo)致身份認(rèn)同獲得的差異。從表8的回歸結(jié)果來看，隔代照料行為對省內(nèi)跨市和市內(nèi)跨縣的“老漂族”身份認(rèn)同感有顯著的負(fù)向影響；而對于跨省流動“老漂族”樣本，加入社會支持變量后，隔代照料行為的負(fù)向影響變得不再顯著。上述回歸結(jié)果與被很多人接受的“流動范圍越大，越不易獲得身份認(rèn)同感”認(rèn)知存在矛盾，原因可能是短距離流動的“老漂族”返鄉(xiāng)次數(shù)更多，未來選擇在子女居住地常住的可能性更小，提供隔代照料僅是短期任務(wù)，該群體對融入流入地沒有形成很強的意愿。

表8 “老漂族”身份認(rèn)同的分流動范圍樣本回歸結(jié)果

綜上，女性“老漂族”在生理和心理上的脆弱性、低齡“老漂族”在家庭照料中的重要性是解釋隔代照料行為特點對身份認(rèn)同影響的渠道；而戶籍壁壘帶來的公民權(quán)利的缺失、較小的流動范圍疊加隔代照料使“老漂族”對流入的身份認(rèn)同缺乏積極適應(yīng)性。分樣本回歸為分析“老漂族”具有低身份認(rèn)同感提供了更有力的解釋依據(jù)。

五、總結(jié)與討論

(一)研究結(jié)論

本文基于原國家衛(wèi)計委 2017年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合有序Logistic回歸分析，研究了“老漂族”的隔代照料對身份認(rèn)同的影響。主要研究結(jié)論如下：第一，隔代照料行為與“老漂族”的身份認(rèn)同負(fù)向相關(guān)，隔代照料行為會抑制身份認(rèn)同感的產(chǎn)生。這一結(jié)論也表明，隔代照料行為對流動老年人口的社會化認(rèn)知過程產(chǎn)生了抑制作用?；谇拔牡摹敖巧珘毫Α崩碚?，提供隔代照料的“老漂族”與其他“老漂族”相比，代際角色更加突出，在短時間的流動中，該群體難以獲得身份認(rèn)同感。第二，隔代照料行為明顯對女性、低齡段(50～59歲)、有配偶的、流動范圍小的“老漂族”的身份認(rèn)同有抑制作用，而對于無配偶的、高齡段的“老漂族”的抑制作用不明顯。第三，建立居民健康檔案和參與各類活動作為反映正式社會支持和非正式社會支持的兩大變量，在“老漂族”隔代照料對身份認(rèn)同的影響中起到正向作用。

(二)討論與展望

本文還有幾個問題需要在今后的研究中進(jìn)一步討論和解決：一是照料行為本質(zhì)上是一個家庭內(nèi)部決策結(jié)果，可能具有內(nèi)生性問題，還需進(jìn)一步檢驗和處理；二是本文將社會支持變量作為主要控制變量來說明其對“老漂族”身份認(rèn)同的影響，未來可進(jìn)一步思考社會支持因素是否發(fā)揮中介作用或調(diào)節(jié)作用，或者繼續(xù)探索在何種影響機(jī)制下隔代照料行為對身份認(rèn)同產(chǎn)生抑制作用；三是受到選取數(shù)據(jù)庫的限制，本文采用橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)分析，未獲取到時間維度上的面板數(shù)據(jù)，今后希望通過挖掘更多有關(guān)“老漂族”的跟蹤性調(diào)查數(shù)據(jù)，觀察隔代照料行為的縱向發(fā)展，這在老齡化、少子化背景下具有重要的研究價值。

基于本文的研究結(jié)論，為解決“老漂族”作為隔代照料提供者面臨的困境與難題，本文提出如下建議：首先，應(yīng)正視“老漂族”作為老年流動人口在適應(yīng)城市生活過程中的無助感，不能將其主動承擔(dān)的代際照料責(zé)任視為理所應(yīng)當(dāng)，家庭的經(jīng)濟(jì)支持、精神慰藉不僅可以緩解隔代照料行為帶來的認(rèn)知壓力，更能體現(xiàn)我國“反哺式”養(yǎng)老的傳統(tǒng)美德。其次，為化解“老漂族”在育兒過程中面臨的諸多問題和壓力，應(yīng)積極探尋建立多元化的托育服務(wù)供給模式[14]，從而減輕“老漂族”的照料壓力。第三，建立完善的社會支持網(wǎng)絡(luò)是增進(jìn)“老漂族”身份認(rèn)同感的重要一環(huán)，應(yīng)以提升“老漂族”的生活質(zhì)量為目標(biāo)，精準(zhǔn)施策，切實滿足該類人群異地生活中的養(yǎng)老、就醫(yī)等公共服務(wù)需求。