張 娜

據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示,2017年末我國60周歲及以上人口數(shù)超過2.4億,占總人口的17.3%。預計2053年老年人口將達到峰值4.87億,比2010年增長7倍,占總人口的34.8%。屆時,每3個人當中就會有1個60周歲以上的老年人。與此同時,慢性病、空巢老人人口的規(guī)模繼續(xù)上升。我國農(nóng)村老年人人數(shù)眾多,為老服務基礎比城市差,“未富先老”和“未備先老”的特征更加明顯。其中,高齡、失能和患病農(nóng)村老年人面臨的照料問題已經(jīng)引起社會各界的普遍關注。農(nóng)村老年人主要依靠家庭養(yǎng)老,但隨著農(nóng)村人口流動和家庭規(guī)?？s小,家庭照料老年人將很難維持。近年來,老年服務保障問題得到了我國政府重視,于2009年開始了部分省份的試點,提出構建“以居家為基礎、社區(qū)為依托、機構為支撐”的基本社會養(yǎng)老服務體系。在新的社會經(jīng)濟條件下,研究農(nóng)村老年人照料服務的獲得,探討家庭照料與社會照料的關系,對于構建基本養(yǎng)老服務體系,應對人口老齡化,提高老年人的生活質量,優(yōu)化配置日常照料資源,具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

國內外研究表明,影響老年人日常生活照料服務獲得的影響因素很多。在個體層面上,主要有四類因素:一是個體的文化價值觀,包括性別角色的傳統(tǒng)定義[1]、與性別關聯(lián)的社會和道德價值,例如責任、義務和奉獻[2];二是照料者情況,包括照料者的年齡、婚姻狀況、排行、健康狀況等;三是被照料者的情況,包括被照料的社會經(jīng)濟地位、身體健康狀況等;四是照料者與被照料之間的關系,如情感紐帶[3]、地理距離、可近度[4]、既往的照料關系[5]。在宏觀層面上,社會照料的作用是什么?其與家庭照料是擠出還是擠入關系?宏觀的人口政策,特別是生育政策,也會對潛在照料者的數(shù)量造成影響[6]。這些宏觀因素均會影響老年人獲得不同主體提供日常生活照料的概率和程度。由于影響老年人日常生活照料服務獲得的因素屬于兩個層面,用傳統(tǒng)的回歸模型估計會導致偏誤。目前學界還是多借助傳統(tǒng)多元統(tǒng)計分析方法(如logistic回歸模型)對照料服務獲得的影響因素進行分析[7-8]。因此,本文將采用多層回歸模型彌補上述缺陷,探討影響農(nóng)村老年人獲得家庭照料的因素,進而說明家庭照料與社會照料的關系,最后以兩者的關系為基點,提出重構照料體系的對策建議。

一、模型設定和變量選擇

(一)模型設定

本文通過農(nóng)村老年人獲得家庭照料是否會因為社會照料的供給而異,來測量農(nóng)村老年人日常生活家庭照料與社會照料的關系。鑒于以下原因,擬采用多層回歸模型中的隨機截距模型。第一,從理論上看,家庭照料行為和結果不僅受家庭層次因素的影響,還會受到所處社會情境,即社區(qū)的影響,需要將社區(qū)的特征也納入分析。這樣不僅可以更清晰地呈現(xiàn)老年人照料資源的獲得除了受其本身特征的影響,還呈現(xiàn)了社區(qū)的影響力,以及社區(qū)變量調節(jié)個體水平自變量的影響效果如何。但是,無論是同一社區(qū)不同家庭的經(jīng)濟地位可能相互關聯(lián),還是由于來自同一社區(qū)的老年人具有相似性,都違背了樣本之間必須獨立的統(tǒng)計學原則。采用多層回歸模型可以解決樣本的相關性問題。個人為第一層,社區(qū)為第二層,第一層寓于第二層中。第二,本文使用多層模型主要在于糾正樣本可能存在層次結構而引起的樣本的不獨立性,分析不同社區(qū)供給的社會照料差異對農(nóng)村老年人日常生活家庭照料獲得的影響,進而可以假定個體層次因素對因變量的影響在各社區(qū)層次間是恒定的,即是否獲得家庭照料、獲得家庭照料的多少的截距隨社區(qū)而異,但各社區(qū)的回歸斜率是固定的。因此,多層模型中的隨機截距模型是合適的。

這里的家庭照料是指,由配偶、子女、父母親、兄弟姐妹等家庭成員提供的非正式照料。社會照料相對家庭照料而言,包括朋友、鄰里的非正式照料和政府、市場、第三方的正式照料。本文將照料限定為日常生活照料,指提供穿衣、洗澡、家務、購物、指導吃藥、管錢等方面的服務,不涉及精神慰籍、醫(yī)療護理和經(jīng)濟支持。

本文的因變量為家庭照料的獲得和家庭照料獲得的數(shù)量,獲得的數(shù)量用照料時間測量。根據(jù)這兩個因變量的測量水平,分別采用二層非線性模型和二層線性模型。具體模型如下:

方程一為二層非線性隨機截距模型:

式中πij表示居住于j社區(qū)i個老年人獲得家庭日常生活照料的概率;β0代表總平均值或總截距;β1是自變量的系數(shù),代表每一層次的效果;uj表示社區(qū)層次的誤差項,解析社區(qū)層次的隨機變異。如果uj在統(tǒng)計上不顯著,則沒有必要使用多層模型,模型簡化為傳統(tǒng)的logistic模型;eij表示個人層次的誤差項。

方程二為二層線性隨機截距模型:

式中yij表示居住于j社區(qū)i個老年人獲得家庭照料時間的多少;γ00代表總平均值或總截距;γ01G1j代表社區(qū)層次的因素對因變量的影響,其中γ01是社區(qū)系數(shù),G1j是社區(qū)特征變量;γ10x1ij代表個人層次的因素對因變量的影響,其中γ10是個人特征的系數(shù),代表個人因素對因變量的影響;δ0j表示未被觀察到或無法觀察到的社區(qū)層次的隨機變量。隨機變量變異值的大小可以估算社區(qū)環(huán)境對個人結果影響的大小;εij表示因變量在社區(qū)內變異的大小,而該變異沒有被模型中包含的個體和社區(qū)因素所解釋;下標j表示每個社區(qū)擁有各自的截距。二層線性模型將農(nóng)村老年人獲得家庭照料數(shù)量的多少解釋為個人特征和社區(qū)環(huán)境的函數(shù)。如果δ0j的變異等于0,則因變量的平均水平不因社區(qū)而異,所有的社區(qū)間變異都被個體因素所把握,沒有殘余變異,二層模型可簡化為傳統(tǒng)的OLS模型。

(二)變量選擇

自變量的選擇參照社會學家Ronald Max Andersen提出的醫(yī)療服務利用模型[9]。在該模型中,決定家庭(后來研究的單位轉變?yōu)閭€體)醫(yī)療服務利用行為的因素包括三大類:傾向性特征、能力資源和醫(yī)療需要。同理將農(nóng)村老年人獲得家庭照料的影響因素分為三類:傾向性特征,包括個人特征中的性別和婚姻狀況;能力因素包括個人特征中的居住情況、存活子女數(shù)、有無養(yǎng)老金,社區(qū)特征中的老齡補貼、經(jīng)濟情況、有無養(yǎng)老院和居家養(yǎng)老服務站;需要因素包括老年人年齡、日常生活自理程度。自變量中重點關注社會照料類變量,用社區(qū)有無養(yǎng)老院和居家養(yǎng)老服務站測量。

二、數(shù)據(jù)來源與樣本描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(以下簡稱CHARLS)數(shù)據(jù)為北京大學國家發(fā)展研究院主持的大型長期追蹤調查項目成果,始于1998年,隨后每隔2～3年跟蹤調查一次。這套數(shù)據(jù)包含了我國中老年人廣泛的社會經(jīng)濟狀況信息,特別是健康和養(yǎng)老方面的信息量相當豐富,被廣泛應用于各類研究領域①詳細數(shù)據(jù)介紹參見CHARLS的“Chineseuers guide”。。

2011—2012年CHARLS分家戶調查和社區(qū)調查,能夠滿足研究對個體和社區(qū)數(shù)據(jù)的要求,因此選用2011—2012年的基線調研數(shù)據(jù)。2011—2012年進行的全國基線調查中的家戶調查涉及家庭和個人的基本信息、醫(yī)療保健與保險、健康狀況與功能、住房信息、工作退休養(yǎng)老金、收入、支出與資產(chǎn)六個部分,包含了豐富的老年人健康狀況信息,可用于農(nóng)村老年人的家庭照料研究;社區(qū)調查收集了整個社區(qū)的社會、經(jīng)濟和政策環(huán)境等情況,涉及社區(qū)的基本信息、基礎設施和活動場所、人口情況、經(jīng)濟情況、醫(yī)療、保險和健康狀況、社保政策和社區(qū)歷史等,可以用來分析農(nóng)村老年人社會照料資源。

基于本文的研究目的和研究對象,在原始的家戶樣本里刪除了城鎮(zhèn)樣本和年齡在60周歲以下的農(nóng)村樣本。經(jīng)篩選后,個人樣本量是5 371個,涉及441個社區(qū)。

(二)樣本描述

在因變量方面:采用CHARLS問卷上“請問以上困難中,誰幫助您最多?(在穿衣、洗澡、吃飯、起床、入廁、家務、做飯、購物、打電話、吃藥、管錢等困難中)”“在過去一個月內,幫助了您多少天?”“幫助您的那些天,他/她大概每天花多少小時幫助您?”測量農(nóng)村老年人獲得家庭照料的情況。5 371名農(nóng)村老年人中有21.3%的獲得家庭照料,其中以配偶為主要照料者,其次是子女,照料的時間平均29.04小時/月(如表1)。

表1 農(nóng)村老年人日常生活家庭照料提供情況

在自變量方面(如表2):個人特征上,男性老年人略多于女性;以低齡老年人居多;婚姻狀況以“已婚”為主,值得注意的是,喪偶的比例有20.95%;平均子女數(shù)為3.5個,兒子略多于女兒;老年人的經(jīng)濟情況用是否領取養(yǎng)老金替代,不涉及子女等對老年人的經(jīng)濟支持,強調收入的獨立性和自主性。自從2009年實施新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險后,養(yǎng)老金在農(nóng)村老年人的生活來源中的重要程度大幅提高,領取養(yǎng)老金的有26.65%。日常生活不能自理的占18.97%,超過一半的為輕度不能自理。社區(qū)的大體情況是,9.92%、2.28%的村有養(yǎng)老院、居家養(yǎng)老服務站。通常社區(qū)的經(jīng)濟狀況多居中,或較貧窮。有22.23%的村對65歲以上的老年人發(fā)放補貼。

表2 農(nóng)村老年人獲得家庭照料的影響因素及其描述性統(tǒng)計

三、實證分析結果

(一)能否獲得家庭照料的影響因素分析

先用二層無條件平均模型判斷是否需要使用二層非線性隨機截距模型。無條件平均模型可以確定農(nóng)村老年人家庭照料獲得的總體變異有多大比例是由于社區(qū)差異造成的。無條件平均模型的方差估計結果顯示,社區(qū)層次的方差0.558 15,標準誤0.052 26,社區(qū)之間的變異沒有通過顯著性檢驗(即uj在統(tǒng)計上不顯著),沒有必要使用多層模型,應用普通的二元logistic回歸模型即可。為了更好地找出對農(nóng)村老年人獲得照料的影響因素,本文采用逐步回歸的方式,剔除了不顯著的自變量,剩余的因素是性別、年齡、婚姻、居住方式、日常生活自理程度,如表3。

兩性在獲得家庭照料時有明顯的差異,女性獲得的概率比男性低30%。許多對兩性健康狀況的研究發(fā)現(xiàn),女性雖然壽命更長但是其身患不致命慢性疾病的比例更高,對照料資源有更強的需求。但男女老年人在婚姻狀況和居住方式等方面顯著的性別差異,使得男性老年人可以獲得的家庭照料資源遠比女性老年人要充足[10]。年齡與能否獲得家庭照料呈正相關,年齡每增加一歲,他們獲得照料的概率提高6.7%,獨居比其他居住方式獲得家庭照料的概率低78%。生活上需要日常照料按其不能自理的程度遞增,程度每增一級,獲得照料的可能性提高4倍。可見,是否能夠獲得家庭照料主要取決于農(nóng)村老年人自身的需要(用年齡和日常生活自理程度測量)和家人提供照料時的便捷性(用居住方式測量)。

表3 農(nóng)村老年人獲得家庭照料的回歸結果

(二)獲得家庭照料數(shù)量的影響因素分析

1.二層線性無條件平均模型的回歸分析

獲得家庭照料數(shù)量的多少,用獲得的家庭照料時間來表示。同上,先用無條件平均模型來判斷是否有必要使用多層線性模型。從模型分析結果看(如表4),社區(qū)間關聯(lián)度系數(shù)(ρ)為0.19(根據(jù)計算)。該數(shù)值表示,因變量19%的可變性來自社區(qū),81%的變異來自個人,即農(nóng)村老年人獲得家庭照料時間的多少因社區(qū)和個人而異,使用二層線性模型是合適的。

表4 農(nóng)村老年人獲得家庭照料時間的無條件平均模型分析結果

2.二層線性隨機截距模型的回歸分析

這里使用二層線性模型中的隨機截距模型,將社區(qū)因素和個人因素納入模型,探討社區(qū)的養(yǎng)老服務設施對獲得家庭照料時間長短的影響。該模型假定,個人獲得的家庭照料時間的所有變異均來源于個人或(和)社區(qū),且個人特征對獲得家庭照料時間的影響不因社區(qū)而異;反之亦然。

從回歸的結果看(如表5),OLS模型和二層線性模型的系數(shù)估計大同小異,結論也相差無幾。二層線性模型與OLS模型相比,所有的社區(qū)變量的標準誤都偏大。這是因為二層模型考慮到社區(qū)內樣本的聚類性質,而普通OLS模型卻忽視了這一現(xiàn)象。二層模型通過調節(jié)數(shù)據(jù)的聚類性質,使標準誤更精確。

二層線性隨機截距模型回歸結果顯示,代表社會照料類變量的“有無養(yǎng)老院”和“有無居家養(yǎng)老服務站”在統(tǒng)計上與農(nóng)村老年人獲得家庭照料的多少沒有顯著的因果關系。我國農(nóng)村地區(qū)的家庭照料與社會照料兩者間既不是擠入,也不是擠出的關系,更多是一種“無關系”。這一結果與劉柏惠、寇恩惠[11]“發(fā)現(xiàn)家庭照料和社會照料之間存在著明顯的替代關系”的研究結論并不一致。但可能更多是因為城鄉(xiāng)差異所導致。在城市,依托良好的為老設施可以更好地實施居家照料,而在農(nóng)村,社會照料與家庭照料涇渭分明。社會照料與家庭照料在各自特定的范圍內并行,各司其職、并行不悖,絕大多數(shù)農(nóng)村老年人由再也無法獨立承擔照料責任的家庭照料,鰥寡孤獨者入住養(yǎng)老機構由社會照料。因此,農(nóng)村地區(qū)家庭照料與社會照料體現(xiàn)了一種非此即彼的“無關系”。農(nóng)村這種照料的客觀狀況顯然無法體現(xiàn)多層次養(yǎng)老服務體系“以居家為基礎、社區(qū)為依托、機構為支撐”的政策目的。值得注意的是,“有無居家養(yǎng)老服務站”盡管影響并不顯著,但與養(yǎng)老院相比,系數(shù)較大,同樣說明居家養(yǎng)老服務更符合農(nóng)村老年人的養(yǎng)老習慣。

表5 農(nóng)村老年人獲得家庭照料時間的回歸結果

在其他因素中,個人層次上影響農(nóng)村老年人獲得家庭照料時間的多少的主要因素是老年人自身的照料需要,以及照料者提供照料的可能性,而與老年人的經(jīng)濟地位無關。首先,農(nóng)村老年人獲得家庭照料時間的多少主要取決于自身的需要。年齡和日常生活自理能力的p值均等于“0.000”。年齡的作用主要是年齡增長,身體狀況越差,照料需要越大。其次,居住情況很大程度上影響了農(nóng)村老年人家庭照料時間的多少。獨居的要比和家人同住(包括和配偶和子女等其他家人)的低16%左右。這與Kendig等、鄢盛明等、夏傳玲等的研究結論相似:老年人日常照料者的介入遵循“鄰近命題”,即與被照料者的地理和社會鄰近度越高,照料角色介入的可能性就越高[4,12-13]。再次,農(nóng)村老年人獲得家庭照料的多少與其子女數(shù)量的多寡無關。目前對于絕大多數(shù)只剩下老人兒童的農(nóng)村地區(qū),照料主要要依靠留在身邊、共同居住的家人,子女的多少對家中老人的日常支持數(shù)量并不成比例。伍海霞等人的研究也得到過類似結論[14]。最后,有無養(yǎng)老金這個代表農(nóng)村老年人經(jīng)濟地位的因素與家人照料的多少無關,符合我國傳統(tǒng)的反哺式代際關系,而不是物質上的互惠互利關系。社區(qū)層次上,“對65歲以上發(fā)放補貼”作為普惠式社會福利,代表了人們對社會發(fā)展狀況的一種期待和預測,意味著老年人有穩(wěn)定的、可持續(xù)的收入來源,其在獲得照料后,獲得照料的時間就越多。這與領取養(yǎng)老金體現(xiàn)出的正相關關系一致。社區(qū)經(jīng)濟條件好,農(nóng)村老年人獲得家人的照料少。社區(qū)經(jīng)濟條件好,可能更多是因為青壯年農(nóng)村居民外出務工。有研究表明,外出務工可能導致經(jīng)濟支持的增強,家庭日常生活照料的減弱[15]。

四、結論與對策建議

在社會照料成為我國養(yǎng)老服務體系發(fā)展的必然取向時,本文利用2011—2012年CHARLS數(shù)據(jù),采用多層回歸模型從影響農(nóng)村老年人家庭照料獲得切入,研究了農(nóng)村老年人家庭照料與社會照料的關系,主要有如下發(fā)現(xiàn):農(nóng)村的養(yǎng)老院、居家養(yǎng)老設施對照料老年人起不到應有的作用,社會照料系統(tǒng)尚不能補充或替代家庭照料,兩者呈現(xiàn)一種非此即彼的無關系。當前農(nóng)村老年人仍然主要依靠家人照料。農(nóng)村老年人能否獲得家庭照料和獲得家庭照料資源的多少與老年人經(jīng)濟狀況關系不大,與其身體狀況和居住情況密切相關,這說明農(nóng)村老年人照料需求的滿足是基于其自身的迫切需要,同時子女的數(shù)量,更準確地說是身邊的子女數(shù)量嚴重影響到老年人照料服務的獲得。依靠配偶和子女的家庭照料系統(tǒng)隨著配偶的不斷老去、子女的不斷外流變得難以維持。而農(nóng)村的社會照料主要服務鰥寡孤獨者。社會照料與家庭照料無關系的背后實際上是照料對象的分割,體現(xiàn)的是一種涇渭分明的照料體系。

如果要改變這種無關系,需要構建一個流動的老年社會支持系統(tǒng),從而為農(nóng)村老年人提供有效的照料服務支持。國家倡導的“以居家為基礎、社區(qū)為依托、機構為支撐”的多層次養(yǎng)老服務體系,包括了居家、社區(qū)和機構三種養(yǎng)老服務模式。居家、社區(qū)、機構這三種服務模式更多意味著服務的分工,而不是需求滿足方式的分割。每種服務功能互補、相互聯(lián)系,將農(nóng)村老年人需要的服務有機地結合起來,使它們不至于因為提供者、專業(yè)、服務傳輸?shù)牟煌瑢е碌姆指疃绊懯褂?。由這三種照料模式構成的農(nóng)村老年照料體系是一個流動的系統(tǒng)。亦即按照生命過程論,服務是連續(xù)性的,農(nóng)村老年人可以根據(jù)需要在不同的供給者那里獲得服務,在不同的照料模式中流轉(如圖1),以達到社會照料支撐和補充家庭照料的作用。

圖1 流動的農(nóng)村老年照料體系

第一,農(nóng)村照料服務體系的結構。鑒于目前的實際情況,一方面農(nóng)村老年人缺乏可持續(xù)的非正式照料資源;另一方面農(nóng)村社區(qū)缺乏社會化養(yǎng)老機構,老年人缺乏入住養(yǎng)老機構的意愿。因而,當前,農(nóng)村照料服務體系應該注重家庭照料的基礎地位,加快居家養(yǎng)老服務站的建設,完善養(yǎng)老院的建設。農(nóng)村的居家養(yǎng)老服務站的服務網(wǎng)可以以家族或宗族為基礎,或者以鄰里為基礎,吸收鄰里間、家族里沒外出的勞動力在農(nóng)閑時提供服務,由政府支付其一定的費用。

第二,農(nóng)村照料體系的服務內容。正式的照料服務以醫(yī)療護理為主,非正式的服務以日常照料和精神慰籍為主,兩者相互補充。正式的服務體系以養(yǎng)老院為主。在未來一段時間里,養(yǎng)老院保留其收養(yǎng)孤寡老人的宗旨,同時給重度不能自理或者暫時性失能的老年人提供一定的醫(yī)療護理作為新的服務內容,以解決非正式網(wǎng)絡不能應付的重癥、突發(fā)性問題。非正式服務網(wǎng)絡按照就近、便捷、經(jīng)常的原則幫助日常生活行動上有困難的農(nóng)村老年人。農(nóng)村老年人因“熟人社會”獲得精神上的慰藉。

第三,農(nóng)村照料體系的收費。非正式照料不需要付費,但存在無形的成本,即家人為了照顧家中身體不佳或年邁的老人而放棄或減少工作的損失。因而,由照顧者自身付費獲得照料是合理的。不論正式的還是非正式養(yǎng)老服務系統(tǒng)都應該收費以利于提供有質量保障和可持續(xù)的服務。但是,鑒于農(nóng)村老年人實際的收入情況,在對其收取照料服務費時,政府既要考慮給予一定的補貼,也要考慮提高老年人自身的支付能力,包括推廣農(nóng)村養(yǎng)老保險、提高養(yǎng)老保險待遇、實施一定的老年人福利政策等。