◆楊小惜
伴隨著世界老齡化大潮的到來,我國(guó)的老齡人口規(guī)模也正在不斷擴(kuò)大。老齡化形勢(shì)越來越嚴(yán)峻,隨之而來的問題也逐漸增多,其中作為首要問題之一的養(yǎng)老問題成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)。老年人作為弱勢(shì)群體,如何能保證其老有所依,安享晚年,是我們國(guó)家、社會(huì)以及個(gè)人義不容辭的責(zé)任。而老年群體中特殊群體之一的高齡老人的養(yǎng)老問題更是我們應(yīng)該關(guān)注的重點(diǎn)。
我國(guó)老年群體選擇獨(dú)居養(yǎng)老既有主動(dòng)選擇的一面,也有被動(dòng)接受的一面。隨著社會(huì)的發(fā)展,中國(guó)家庭中子女?dāng)?shù)量減少、核心家庭數(shù)量增多,都造成了老人家庭照料需求得不到滿足,同時(shí),隨著老年人經(jīng)濟(jì)狀況的改善和思想觀念的轉(zhuǎn)變,主動(dòng)選擇獨(dú)居的老年人占比也在增加。為了對(duì)老年人選擇獨(dú)居的原因進(jìn)行更深入的探討,本文從社會(huì)支持的視角來分析社會(huì)支持狀況對(duì)高齡老年人獨(dú)自養(yǎng)老意愿的影響。
本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于2018 年北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院組織實(shí)施的中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查(CLHLS)。鑒于本文的研究目的是評(píng)估高齡老人獨(dú)居的意愿,因此,本文選擇80 歲及以上老人為研究對(duì)象,共15433 人,占總樣本的65.72%。
1.因變量:高齡老年人的獨(dú)居意愿
本文采用老年人所希望的居住方式來測(cè)量老人的獨(dú)居意愿。CLHLS 2018 問卷中的設(shè)計(jì)題目為“您希望哪一種居住方式”,根據(jù)居住方式的不同,本文將選擇1.獨(dú)居,子女在不在附近無所謂2.獨(dú)居,子女最好住在附近的樣本歸為“選擇獨(dú)居”(共3583 人,占35.20%),賦值為1。將選擇3.與子女一起居住4.敬老院、老年公寓或福利院8.不知道的樣本歸為“不選擇獨(dú)居”(共6575 人,占64.59%),賦值為0。
2.自變量:高齡老人社會(huì)支持狀況
本文從患病照料、經(jīng)濟(jì)支持、情感慰藉三個(gè)維度對(duì)高齡老人獲得的社會(huì)支持狀況進(jìn)行分析,并從資源獲取的角度將老年人獲得的社會(huì)支持分為三類:核心家庭成員對(duì)老年人的支持,親屬對(duì)老年人的支以及非親屬對(duì)老年人的支持。
通過“老人身體不舒服或患病時(shí)有誰(shuí)來照顧”來描述老人所獲得的照料社會(huì)支持狀況;通過“您現(xiàn)在主要的生活來源是什么?”來描述老人所獲得的經(jīng)濟(jì)社會(huì)支持狀況;通過“您平時(shí)與誰(shuí)聊天最多?”來描述老人所獲得的情感社會(huì)支持狀況。
3.其他控制變量
根據(jù)既往的研究可知,高齡老人的個(gè)體特征、健康狀況、經(jīng)濟(jì)情況等因素均可能影響其養(yǎng)老意愿選擇。因此,本文首先控制了性別、年齡、民族、戶籍類型、婚姻狀況、受教育程度、子女?dāng)?shù)等個(gè)體特征變量。其次控制了自評(píng)健康、經(jīng)濟(jì)狀況、參保情況、居住狀況等可能影響老人高齡老人養(yǎng)老意愿選擇的變量。
本文利用老年人所希望的居住方式來測(cè)量老年人的獨(dú)居意愿,因變量取值為1 或0(1 選擇獨(dú)自養(yǎng)老,0 為不選擇獨(dú)自養(yǎng)老),本文采用Logit 模型估計(jì)社會(huì)支持狀況對(duì)高齡老人獨(dú)居意愿的影響。計(jì)量模型為:
log Pi/(1-Pi)=β0+β1 X1+β2X2+εi
其中,Pi 為高齡老人選擇獨(dú)居的概率;β0 為截距項(xiàng);X1 為高齡老人的社會(huì)支持狀況;β1 為社會(huì)支持狀況的系數(shù);β2 為控制變量的系數(shù);X2 為控制變量;εi 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。
模型1 以“非親屬照料支持”為基準(zhǔn)變量,回歸結(jié)果顯示,相比起獲得“非親屬照料支持”,獲得“核心家庭成員照料支持”的高齡老人獨(dú)居意愿意愿的發(fā)生比增加了576.51%,且在1%的水平上顯著;相比起獲得“非親屬照料支持”,獲得“親屬照料支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比增加了352.87%,且在1%的水平上顯著。這說明,與獲得“非親屬照料支持”的高齡老人相比,獲得核心家庭成員和親屬的照料支持的高齡老人獨(dú)居意愿更強(qiáng)。
模型2 以“核心家庭成員照料支持”為基準(zhǔn)變量,比較了核心家庭成員和親屬的照料支持對(duì)高齡老人獨(dú)居意愿的影響?;貧w結(jié)果顯示,相比起獲得“核心家庭成員照料支持”,獲得“親屬照料支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比減少了33.06%,且在1%的水平上顯著。這說明,與獲得“核心家庭成員照料支持”的高齡老人相比,獲得“親屬照料支持”的高齡老人獨(dú)居意愿更低。
高齡老人患病后由子女和配偶提供的照料能有效地改善老年人的生活狀態(tài),提高其生活質(zhì)量和幸福感。并讓老年人感知到自身得到的實(shí)際支持,增強(qiáng)其抵御各種風(fēng)險(xiǎn)的信心,子女和配偶提供照料支持多的老年人會(huì)偏向獨(dú)自養(yǎng)老,更愿意獨(dú)居或僅與配偶居住。
模型3 以“非親屬經(jīng)濟(jì)支持”為基準(zhǔn)變量,回歸結(jié)果顯示,相比起獲得“非親屬經(jīng)濟(jì)支持”,獲得“核心家庭成員經(jīng)濟(jì)支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比減少了42.06%,且在1%的水平上顯著;模型4 以“核心家庭成員經(jīng)濟(jì)支持”為基準(zhǔn)變量,回歸結(jié)果顯示,相比起獲得“核心家庭成員經(jīng)濟(jì)支持”,獲得“非親屬經(jīng)濟(jì)支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比增加了72.60%,且在1%的水平上顯著;這說明,與獲得“核心家庭成員經(jīng)濟(jì)支持”的高齡老人相比,獲得“非親屬經(jīng)濟(jì)支持”的高齡老人獨(dú)居意愿更強(qiáng)。
模型3 和模型4 中“親屬經(jīng)濟(jì)支持”變量的系數(shù)在10%的水平上均不顯著,這說明是否獲得“親屬經(jīng)濟(jì)支持”,對(duì)高齡老人獨(dú)居意愿沒有顯著差異。
以政府、社區(qū)提供為主的非親屬經(jīng)濟(jì)支持發(fā)揮社會(huì)保障的作用,可以提高高齡老年人應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力,緩解其養(yǎng)老焦慮,促使老年人選擇獨(dú)自養(yǎng)老。
模型5 以“非親屬情感支持”為基準(zhǔn)變量,回歸結(jié)果顯示,相比起獲得“非親屬情感支持”,獲得“核心家庭情感支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比減少了29.66%,且在1%的水平上顯著;相比起獲得“非親屬情感支持”,獲得“親屬情感支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比減少了38.58%,且在1%的水平上顯著。模型6 以“核心家庭成員情感支持”為基準(zhǔn)變量,回歸結(jié)果顯示,相比起獲得“核心家庭成員情感支持”,獲得“非親屬情感支持”的高齡老人獨(dú)居意愿的發(fā)生比增加了42.17%,且在1%的水平上顯著。這說明,與獲得“非親屬情感支持”的高齡老人相比,獲得核心家庭成員和親屬的情感支持的高齡老人獨(dú)居意愿更弱。
模型6 中,“親屬經(jīng)濟(jì)支持”變量的系數(shù)在10%的水平上均不顯著,這說明無論是獲得“親屬經(jīng)濟(jì)支持”還是“核心家庭成員情感支持”,對(duì)高齡老人獨(dú)居意愿沒有顯著差異。
不能得到子女、配偶等親屬的情感支持,在與家人的情感聯(lián)系上有所缺失的高齡老人,對(duì)子女的期待較低。朋友、社工等非親屬情感支持能有效補(bǔ)充子女對(duì)老人情感支持的缺失,減少其對(duì)子女的依賴,促進(jìn)高齡老人選擇獨(dú)居。
綜上所述,來自核心親屬、親屬和非親屬的社會(huì)支持,均會(huì)顯著影響高齡老人的養(yǎng)老選擇和獨(dú)居意愿,因此,應(yīng)建立健全政府、社會(huì)、社區(qū)及家庭參與高齡老人養(yǎng)老服務(wù)的全民保障體系,并以家庭成員、社區(qū)、社會(huì)及政府四方平衡為基礎(chǔ),整體提高老年群體保障水平,以滿足高齡老人不同的養(yǎng)老需求。一方面,政府加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì),增加財(cái)政投入規(guī)模并優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)、完善養(yǎng)老保障體系和養(yǎng)老服務(wù)供給體系、創(chuàng)新養(yǎng)老服務(wù)提供方式,以滿足高齡老人不同的養(yǎng)老意愿。在此基礎(chǔ)上,促進(jìn)社會(huì)力量的廣泛參與、整合利用社區(qū)現(xiàn)有資源并呼吁子女家人給予高齡老人更多養(yǎng)老支持。