劉嘉帥 賈一鳴 周錦慧 郝喜鳳 孫文卓 李國棟

摘要：在河北省農(nóng)村面臨嚴(yán)重養(yǎng)老困境和科技高速發(fā)展雙向交融背景下，為了解決河北省農(nóng)村老年人養(yǎng)老需求痛點(diǎn)問題，本文以拓展計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，通過多元線性回歸的方法得出，老年人采取智慧養(yǎng)老服務(wù)意愿關(guān)鍵因素的影響程度為個(gè)人特征>主觀規(guī)范>知覺行為控制>行為態(tài)度。據(jù)此，提出了精準(zhǔn)需求、加強(qiáng)宣傳、發(fā)揮黨和政府優(yōu)勢、構(gòu)建智慧養(yǎng)老服務(wù)網(wǎng)絡(luò)等建議。進(jìn)而提出促進(jìn)智慧養(yǎng)老服務(wù)優(yōu)化推廣與促使老年人接受智慧養(yǎng)老服務(wù)的優(yōu)化路徑，實(shí)現(xiàn)供需精準(zhǔn)對接和智慧養(yǎng)老優(yōu)勢最大化。

我國人口老齡化、空巢化嚴(yán)峻，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)嚴(yán)重，養(yǎng)老需求旺盛。據(jù)《河北省第七次全國人口普查公報(bào)》顯示，河北省60歲以上的老年人口占總?cè)丝诘?9.85%，占13.92%，且河北省農(nóng)村的養(yǎng)老問題尤為嚴(yán)重，已接近深度老齡化。黨的二十大報(bào)告中提出“要實(shí)施應(yīng)對人口老齡化戰(zhàn)略，發(fā)展養(yǎng)老事業(yè)和養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)”；《關(guān)于積極推進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+”行動的指導(dǎo)意見》和《智慧健康養(yǎng)老養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)展行動計(jì)劃（2017－2020年）》也相繼面世?？梢?，智慧養(yǎng)老嵌入農(nóng)村，為解決“銀發(fā)浪潮”提供路徑已經(jīng)成為當(dāng)下解決河北省農(nóng)村養(yǎng)老問題的金鑰匙，具有遠(yuǎn)大前途和光景[1]。但“智慧養(yǎng)老”作為具有遠(yuǎn)大前途的新事物，仍面臨著許多困境[2]。因此，本文以河北省農(nóng)村為例，以拓展計(jì)劃行為理論為基礎(chǔ)，通過多元線性回歸探究農(nóng)村地區(qū)老年人真實(shí)的智慧養(yǎng)老服務(wù)采用意愿的影響因素，進(jìn)而提出促進(jìn)智慧養(yǎng)老服務(wù)優(yōu)化推廣與促使老年人接受智慧養(yǎng)老服務(wù)的優(yōu)化路徑，實(shí)現(xiàn)供需精準(zhǔn)對接、智慧養(yǎng)老優(yōu)勢最大化。

研究基礎(chǔ)與數(shù)據(jù)來源

研究基礎(chǔ)

計(jì)劃行為理論在研究決策路徑及其影響因素方面具有較強(qiáng)的預(yù)測力與影響力[3]。文章以計(jì)劃行為理論為依托，為了豐富理論模型，通過文獻(xiàn)綜述法發(fā)現(xiàn)，羅盛（2018）[4]等人認(rèn)為年齡、是否獨(dú)居、健康狀況、感知有用性等為影響老年人參與智能化養(yǎng)老項(xiàng)目的主要因素。吳江（2017）[5]等人在研究的過程中發(fā)現(xiàn)社會支持、成就需要和感知信任對用戶使用意愿具有顯著地正向影響。龔繼紅（2020）[6]等人通過對文獻(xiàn)梳理和數(shù)據(jù)處理得出試點(diǎn)區(qū)域的老年人對于“互聯(lián)網(wǎng)+”社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)的知覺行為控制主要體現(xiàn)在政策了解程度和經(jīng)濟(jì)承擔(dān)難度上。王立劍（2021）[7]等人的研究表明非政府組織支持、產(chǎn)品功能、產(chǎn)品獲得方式顯著影響失能老人智慧養(yǎng)老產(chǎn)品使用意愿，家庭和非政府組織對于老年人抉擇具有重要影響。洪晨（2021）[8]提到老年人在對智慧養(yǎng)老模式參與決策時(shí)，其工具性態(tài)度極為明顯，老年人決策時(shí)，主要是落實(shí)到這個(gè)事物好不好、有沒有用、自己需不需要這類態(tài)度層面的考量，態(tài)度對于參與意愿的影響不容小覷?？梢?，在當(dāng)前已有研究中影響智慧養(yǎng)老采用意愿的因素有很多，但是缺乏影響因素的整合歸納，缺少對河北省農(nóng)村老年人群體的研究，并且在影響因素中，智慧養(yǎng)老服務(wù)供給端很少提到。

因此，要想全面的得出農(nóng)村老人采用意愿影響因素，就要在已有的計(jì)劃行為理論模型中增加個(gè)人特征和智慧養(yǎng)老服務(wù)兩個(gè)變量。故選取“個(gè)人特征”“行為態(tài)度”“主觀規(guī)范”“知覺行為控制”“智慧養(yǎng)老服務(wù)”五方面為影響因素，構(gòu)建起拓展計(jì)劃行為理論模型（見圖1），并通過多元線性回歸的方法明晰個(gè)人特征、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、智慧養(yǎng)老服務(wù)與行為意愿指標(biāo)之間的關(guān)系，進(jìn)而得出結(jié)論，為有效推廣和落實(shí)智慧養(yǎng)老服務(wù)，解決河北省農(nóng)村養(yǎng)老難題提供支持。

圖1 拓展計(jì)劃行為理論模型（作者自繪）

數(shù)據(jù)來源

基于文獻(xiàn)綜述及河北省農(nóng)村老年人養(yǎng)老現(xiàn)狀的了解，制作調(diào)查問卷。問卷設(shè)計(jì)將拓展計(jì)劃行為理論模型的6個(gè)一級指標(biāo)細(xì)化，并通過李克特五級量表將影響因素量化。通過網(wǎng)絡(luò)調(diào)研問卷和實(shí)地調(diào)查兩種調(diào)查方式，依托問卷星、問卷網(wǎng)等調(diào)查工具深入河北省農(nóng)村老年人群體進(jìn)行調(diào)研。放問卷183份，除去無效問卷后，得有效問卷171份。所收集數(shù)據(jù)年齡集中在50歲至70歲，文化程度集中在小學(xué)和初中，居住情況與配偶和子女居住為主。

實(shí)證分析

信度分析

運(yùn)用SPSS.27版本進(jìn)行可靠性分析，得出各個(gè)變量基于標(biāo)準(zhǔn)化項(xiàng)的克隆巴赫系數(shù)均大于0.7。因此，問卷可信度較高，可基于問卷進(jìn)行進(jìn)一步的研究（如表1）。

表1信度分析

變量 測量題項(xiàng) 克隆巴赫系數(shù) 項(xiàng)數(shù)

個(gè)人特征 生活自理能力 0.930 4

受教育程度

健康狀況

子女?dāng)?shù)量

行為態(tài)度 偏好程度 0.866 2

正負(fù)面情緒

主觀規(guī)范 政府政策支持 0.863 4

服務(wù)補(bǔ)貼

子女支持

社區(qū)動員

知覺行為控制 經(jīng)濟(jì)水平 0.859 2

了解程度

智慧養(yǎng)老服務(wù) 質(zhì)量水平 0.891 3

易用性

有用性

行為意愿 愿意采用智慧養(yǎng)老服務(wù) 0.820 2

認(rèn)為能夠解決養(yǎng)老難題

效度分析

運(yùn)用SPSS.27版本進(jìn)行問卷效度分析，得出KMO檢驗(yàn)的系數(shù)結(jié)果為0.939 976，其數(shù)值接近于1，且球形檢驗(yàn)顯著性結(jié)果無限接近于0（見表2）。因此，問卷具有良好的效度。

表2 KMO和巴特利特檢驗(yàn)

KMO取樣適切性量數(shù) 0.939 976

巴特利特球形度檢驗(yàn) 近似卡方 2 431.604

自由度 136

顯著性 0.000

回歸分析

表3多元線性回歸

非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) t p 共線性診斷

B 標(biāo)準(zhǔn)誤 Beta VIF 容忍度

常數(shù) 0.644 0.174 - 3.704 0.000** - -

個(gè)人特征 0.319 0.078 0.353 4.109 0.000** 3.460 0.289

行為態(tài)度 0.143 0.072 0.163 1.982 0.049* 3.151 0.317

主觀規(guī)范 0.286 0.069 0.280 4.159 0.000** 2.115 0.473

知覺行為控制 0.204 0.069 0.237 2.939 0.004** 3.048 0.328

智慧養(yǎng)老服務(wù) -0.101 0.075 -0.117 -1.342 0.182 3.578 0.280

R 2 0.647

調(diào)整R 2 0.637

F F （5，165）=60.571，p=0.000

因變量：行為意愿

* p<0.05** p<0.01

將個(gè)人特征、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、智慧養(yǎng)老服務(wù)作為自變量，而將行為意愿作為因變量進(jìn)行線性回歸分析，從上表可以看出，模型公式為：行為意愿=0.644+0.319*個(gè)人特征+0.143*行為態(tài)度+0.286*主觀規(guī)范+0.204*知覺行為控制-0.101*智慧養(yǎng)老服務(wù)，模型R方值為0.647，意味著個(gè)人特征，行為態(tài)度，主觀規(guī)范，知覺行為控制，智慧養(yǎng)老服務(wù)可以解釋行為意愿的64.7%變化原因。對模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(yàn)（F=60.571，p=0.000<0.05），也即說明個(gè)人特征，行為態(tài)度，主觀規(guī)范，知覺行為控制，智慧養(yǎng)老服務(wù)中至少一項(xiàng)會對行為意愿產(chǎn)生影響關(guān)系，各變量VIF均小于5，故不存在共線性，由參數(shù)檢驗(yàn)可知.

第一，個(gè)人特征的回歸系數(shù)值為0.319（t=4.109，p=0.000<0.01），意味著個(gè)人特征會對行為意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。由個(gè)人特征指標(biāo)結(jié)果可見，老年人生活自理能力越弱對智慧養(yǎng)老服務(wù)的意愿越強(qiáng)；老年人的健康狀況越好對智慧養(yǎng)老服務(wù)的需求越弱；老年人的子女?dāng)?shù)量越多對智慧養(yǎng)老服務(wù)的意愿越弱。

第二，行為態(tài)度的回歸系數(shù)值為0.143（t=1.982，p=0.049<0.05），意味著行為態(tài)度會對行為意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。由行為態(tài)度指標(biāo)可見，老年人如果對智慧養(yǎng)老服務(wù)持有正向的情緒和較強(qiáng)的偏好，那么對智慧養(yǎng)老服務(wù)的采用意愿越強(qiáng)。

第三，主觀規(guī)范的回歸系數(shù)值為0.286（t=4.159，p=0.000<0.01），意味著主觀規(guī)范會對行為意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。由主觀規(guī)范指標(biāo)可見政府的政策支持和補(bǔ)貼越多，老年人采用意愿越強(qiáng)。子女支持和社區(qū)動員對老年人采用智慧養(yǎng)老具有正向作用。

第四，知覺行為控制的回歸系數(shù)值為0.204（t=2.939，p=0.004<0.01），意味著知覺行為控制會對行為意愿產(chǎn)生顯著的正向影響關(guān)系。老年人自身的經(jīng)濟(jì)水平越高對智慧養(yǎng)老服務(wù)的采用意愿越強(qiáng)。老年人對智慧養(yǎng)老服務(wù)越了解采用意愿越強(qiáng)。

第五，智慧養(yǎng)老服務(wù)的回歸系數(shù)值為-0.101（t=-1.342，p=0.182>0.05），意味著智慧養(yǎng)老服務(wù)并不會對行為意愿產(chǎn)生影響關(guān)系?？梢姡诋?dāng)下老年人采用智慧養(yǎng)老服務(wù)的過程中考慮的因素更多的是主觀因素，即自身情況、家庭情況等，而對智慧養(yǎng)老服務(wù)供給的考慮較少。

結(jié)論與建議

結(jié)論

文章經(jīng)過多元線性回歸驗(yàn)證顯示：個(gè)人特征、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制是關(guān)鍵性影響因素，其影響程度為個(gè)人特征>主觀規(guī)范>知覺行為控制>行為態(tài)度?？梢娎先说淖岳砟芰?、健康狀況、子女?dāng)?shù)量、受教育程度對個(gè)人特征因素具有顯著影響，老人的個(gè)人特征即其內(nèi)在需求是影響老年人采用智慧養(yǎng)老服務(wù)的最關(guān)鍵因素，相比下，老年人對智慧養(yǎng)老服務(wù)的質(zhì)量水平、易用性、可用性的關(guān)注度不高。

農(nóng)村老年人智慧養(yǎng)老服務(wù)采用意愿提升對策

在智慧養(yǎng)老服務(wù)供給主體方面，要精準(zhǔn)智慧養(yǎng)老服務(wù)需求，因需施策。智慧養(yǎng)老服務(wù)智慧養(yǎng)老可以通過數(shù)據(jù)分析來實(shí)現(xiàn)對需求端的分類分層。通過老人的健康狀況和生理需求對老人分成失能老人、半失能老人和自理老人，并結(jié)合老人其他個(gè)人因素劃分低層次需求、中等層次需求和高層次需求以此來增強(qiáng)個(gè)人特征因素的影響。

在社會方面，加強(qiáng)對智慧養(yǎng)老服務(wù)的宣傳推廣力度，形成廣為接受的社會氛圍。其一，供給端可以制造老年人體驗(yàn)和感受智慧養(yǎng)老服務(wù)的機(jī)會，使老年人獲得切身體驗(yàn)，提高對智慧養(yǎng)老服務(wù)的認(rèn)知水平，改善其對智能產(chǎn)品的態(tài)度，提高其自身對智慧養(yǎng)老產(chǎn)品接納度和自信心。其二，發(fā)揮社區(qū)和居民組織的作用，在廣大基層地區(qū)，有著基層黨組織、居民委員會、婦女協(xié)會等組織，其中有著熱情服務(wù)的工作者們，可以作為智慧養(yǎng)老服務(wù)的推廣人員參與到管理的過程中，有效解決推廣需要人力資源的難題。以此來增強(qiáng)行為態(tài)度因素和知覺行為控制因素的影響。

在黨和政府方面，發(fā)揮黨和政府的天然優(yōu)勢。其一，政府可以為農(nóng)村老年人提供醫(yī)療保障、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老補(bǔ)貼等，對經(jīng)濟(jì)水平低的群體能夠提供兜底保障。其二，政府具有政府購買的功能，可以通過購買智慧養(yǎng)老服務(wù)，使第三方對養(yǎng)老群體提供相應(yīng)的服務(wù)。其三，政府具有統(tǒng)籌規(guī)劃和管理資源的能力，在黨的領(lǐng)導(dǎo)下協(xié)調(diào)各相關(guān)部門，提高各部門的協(xié)同性，為老人接受服務(wù)提供優(yōu)惠和便利，發(fā)揮基層黨組織的作用，倡導(dǎo)智慧養(yǎng)老服務(wù)，形成正向的社區(qū)氛圍，增強(qiáng)主觀規(guī)范因素的影響。

在智慧養(yǎng)老服務(wù)模式構(gòu)建方面，搭建智慧養(yǎng)老服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，建立新型養(yǎng)老模式。整合和新建農(nóng)村中與農(nóng)村養(yǎng)老相關(guān)的各類部門和機(jī)構(gòu)。將孝老食堂、娛樂廣場、鄉(xiāng)村衛(wèi)生站、孝老護(hù)理站、養(yǎng)老委員會、街道服務(wù)等鏈接起來，部門下形成與之對應(yīng)的“幫餐”“幫樂”“幫醫(yī)”“幫住”“幫護(hù)”“幫智”“幫急”“幫行”的“八幫”理念，提供全面精細(xì)的養(yǎng)老服務(wù)。另外設(shè)立遠(yuǎn)程監(jiān)控室、數(shù)聯(lián)室、數(shù)字分析室來實(shí)現(xiàn)對老人需求的精準(zhǔn)定位。設(shè)立社會聯(lián)絡(luò)站、志愿服務(wù)站來實(shí)現(xiàn)對社會參與主體的合作機(jī)制、日常溝通、工作對接。有機(jī)整合各方資源，并與各類主體取得長久合作關(guān)系，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村資源的合理分配，發(fā)揮資源的最大效用，提高對科技的利用率，發(fā)揮科技優(yōu)勢，為智慧養(yǎng)老服務(wù)的開展提供人、財(cái)、物的保證。

在當(dāng)下河北省人口老齡化嚴(yán)重，農(nóng)村養(yǎng)老需求不斷增加的背景下，發(fā)展推廣智慧養(yǎng)老服務(wù)在解決養(yǎng)老困境的方面具有重要意義，本文構(gòu)建計(jì)劃行為理論模型，通過多元線性回歸得出個(gè)人特征、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制是關(guān)鍵性影響因素，其影響程度為個(gè)人特征>主觀規(guī)范>知覺行為控制>行為態(tài)度。并在供給主體、社會、黨和政府等方面給出合理建議。

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河北農(nóng)業(yè)大學(xué)大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計(jì)劃基金項(xiàng)目“基于拓展計(jì)劃行為理論的河北省農(nóng)村老年人智慧養(yǎng)老服務(wù)采用意愿影響因素研究”（項(xiàng)目編號為2024022）。滄州市社會科學(xué)研究發(fā)展課題“沿海資源稟賦下康養(yǎng)養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀、問題及前景研究》”（項(xiàng)目編號為2023044）。

（作者單位：河北農(nóng)業(yè)大學(xué)）