劉 陽，成志剛

(湘潭大學 公共管理學院，湖南 湘潭 411105)

一、問題的提出

步入21世紀以來，中國人口老齡化速度明顯加快，養(yǎng)老問題已經成為我們必須面對和加以重視的問題，《中共中央關于制定國民經濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》中明確提出要“積極開發(fā)老齡人力資源”，“構建居家社區(qū)機構相協(xié)調、醫(yī)養(yǎng)康養(yǎng)相結合的養(yǎng)老服務體系，健全養(yǎng)老服務綜合監(jiān)管制度”。隨著家庭功能的弱化，老年人對于社區(qū)養(yǎng)老服務需求急劇增長，其需求不再僅限于物質水平的提高，還表現(xiàn)出對獲得尊重、融入社會等較高層次的社會性需求。因此，重視老年人多樣化的養(yǎng)老服務需求，提高社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有積極的現(xiàn)實意義。

社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度是主客觀因素共同作用而產生的一種感知，它受老年人個體特征、服務質量、社會發(fā)展程度等因素的影響。從發(fā)展的角度而言，不同的社會發(fā)展階段所形成的客觀條件給老年人帶來的滿意度感知也會有所差別。特別是社會性因素對社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響尤為重要，其中社會凝聚因其獨特的研究價值，受到學術界和政府決策層的極大關注。社會凝聚是立足于社會發(fā)展，將社區(qū)、家庭、網絡、群體和社會凝結在一起的動態(tài)機制，基于社會凝聚維度，深入研究城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響因素，對開發(fā)老齡人力資源、完善養(yǎng)老服務體系、促進城市社區(qū)養(yǎng)老服務可持續(xù)發(fā)展具有重要的實踐意義。本研究根據長株潭地區(qū)城市社區(qū)養(yǎng)老服務調查數(shù)據，從社會凝聚角度對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響因素進行系統(tǒng)分析，以期為提升我國城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度提供理論支持和決策參考。

二、研究假設

社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度以及社會凝聚的相關研究已取得了一定的成果，本文在回顧和借鑒已有研究成果的基礎上提出相應的研究假設。

關于社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的研究主要集中在其影響因素的研究上。如陳成文等認為性別、受教育程度、戶籍、家庭收入和慢性病情況等[1]108-109老年人自身因素會對養(yǎng)老服務滿意度有影響。侯冰等則分析了22項養(yǎng)老服務項目對老年人需求的滿足情況。[2]4-11孫兆陽等提出健康護理類服務對老年人滿意度的影響最大，生活輔助類對其沒有顯著影響。[3]111-117還有部分學者則從外生性因素來探討其對社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響，如邱磊認為社區(qū)老年服務設施利用、社區(qū)環(huán)境形象、員工形象等因素對養(yǎng)老服務滿意度有顯著性影響。[4]15-18石琤指出政策體系是決定居家養(yǎng)老有效性的關鍵因素，[5]146-159社會資本會影響老年人對公共養(yǎng)老服務的需求，[6]95-98從而影響社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。

關于社會凝聚的研究可以追溯到迪爾凱姆的社會分工論。他分析了傳統(tǒng)社會與現(xiàn)代社會的差別，提出要通過社會整合和重塑社會秩序來為社會提供持續(xù)發(fā)展動力。Schmitt認為社會凝聚可以概括為減少不平等和增加社會資本兩個維度，并選取了涵蓋社會、政治、經濟、文化的14個指標對社會凝聚進行了測量。[7]403-428拉美國家的社會凝聚指標選取則關注社會不平等和消除社會差距，主要包括差距、體制能力以及市民支持三個要素。國內關于社會凝聚指標的研究大多是參照歐洲社會質量下的社會凝聚指標體系，如邢占軍等將社會凝聚界定為社會成員在社會公平、社會資本、社會信任、社會歸屬、社會參與等方面行為與態(tài)度的綜合反映。[8]54王麗容、[9]156陶誠[10]146-156等從信任、規(guī)范和價值觀、社會網絡、認同來對社會凝聚進行研究。

本文在借鑒已有研究成果的基礎上，將社會凝聚界定為社會成員的集體認同，具有減少社會不平等和增加社會資本的內在特征，是社會成員在社會信任、社會資本、社會歸屬、社會平等、社會參與等方面行為和態(tài)度的綜合表現(xiàn)。

據此，就社會凝聚對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響，本文從社會信任、社會資本、社會歸屬、社會平等和社會參與五個維度提出相應的研究假設：

(一)社會信任。從信任對象看，社會信任可分為人際信任和制度信任。本文從人際信任和制度信任兩方面來探討社會信任對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響。人際信任是建立在人與人之間的熟悉度及情感聯(lián)系的基礎上，而制度信任是建立在契約規(guī)范、法律法規(guī)的基礎上。[11]19-24個體較高的信任認知傾向會推動合作意愿和行為，[12]164-170社會信任對居民參與養(yǎng)老保險有顯著的促進作用，[13]109-123有利于社區(qū)養(yǎng)老服務的多元主體協(xié)作，提升服務滿意度?；诖耍岢鲅芯考僭O：

H1a：人際信任對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

H1b：制度信任對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

(二)社會資本。社會資本是嵌構在個人或組織關系網絡中，或者通過其關系網絡可以直接獲取或衍生出的顯性或隱性的資源的總和。[14]242-266本文從組織關系和個人關系兩方面來探討社會資本對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響。人際關系、活動參與顯著影響?zhàn)B老機構老年人幸福感，[15]87-91社區(qū)內老人結伴互助是滿足精神需求，提升養(yǎng)老質量的有效途徑。[16]103-112基于此，提出研究假設：

H2a：組織關系對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

H2b：個人關系對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

(三)社會歸屬。社會歸屬表現(xiàn)在社區(qū)居民對自己社區(qū)身份的確認，以及對社區(qū)的投入、喜愛和依戀。本文從社會融入和身份認同兩方面來探討社會歸屬對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響。成員資格身份可以表達出個人的情感安全與歸屬感，[17]691-705居民對所處社區(qū)有較強的依戀感，對其他社區(qū)成員的熟識度越高，則對社區(qū)的整體評價和滿意度都很高。[18]176-181基于此，提出研究假設：

H3a：社會融入對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

H3b：身份認同對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

(四)社會平等。社會平等關注的是實現(xiàn)個體平等的權利以及獲得來自制度或者社會關系的支持和寬容的程度，以此減少社會排斥。本文從社會寬容和社會差距兩方面來探討社會平等對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響。當人們與自己所處社會環(huán)境中的其他成員相比較，淪入相對剝奪地位時會強化其對于社會不平等的判斷，[19]81-90影響生活滿意度。寬松的社會環(huán)境、社會的更加公平對人們生活滿意度產生顯著影響，[20]73-78社會歧視會顯著降低流動人口的心理融入水平，影響到其生活滿意度的提升。[21]44-53基于此，提出研究假設：

H4a：社會寬容對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

H4b：社會差距對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著負向影響。

(五)社會參與。社會參與關注的是人的賦權增能，強調社會在多大程度上為社會成員提供發(fā)展機會和激發(fā)潛能的條件，個體的權能能否得以發(fā)揮和增強。[22]135本文從社會組織參與和社會組織支持兩方面來探討社會參與對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響。社會組織參與和幫助意愿等態(tài)度和規(guī)范及表現(xiàn)的行為都是社會凝聚力互動狀態(tài)的特點，[23]289-290個體的社會組織參與和社區(qū)互惠對老年人的生活滿意度具有顯著影響，[24]74-85老年人社會支持網絡規(guī)模大小與社會支持網絡的緊密度正向影響其生活滿意度。[25]53-64基于此，提出研究假設：

H5a：社會組織參與對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

H5b：社會組織支持對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度有顯著正向影響。

三、數(shù)據來源與變量選取

(一)數(shù)據來源

本文數(shù)據來自課題組于2019年11月至2020年12月對湖南省長株潭地區(qū)進行的城市社區(qū)養(yǎng)老服務調查。截止至2019年末，湖南省60歲及以上人口比重為18.63%，[26]老年撫養(yǎng)比大，社會負擔較重。作為全國兩型社會建設綜合配套改革試驗區(qū)，長株潭城市群不僅是湖南經濟發(fā)展的核心增長極，也是中部六省城市群建設的先行者，更是我國城市社區(qū)養(yǎng)老服務改革試點地區(qū)。通過對長株潭地區(qū)城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度進行調查分析，有利于發(fā)現(xiàn)、總結社區(qū)養(yǎng)老服務中存在的問題、經驗。為盡量使研究結果接近長株潭地區(qū)的真實情況，首先采用隨機抽樣的方式在長株潭地區(qū)所轄的13個區(qū)中選取8個區(qū)作為樣本框，然后將8個區(qū)所轄的84個街道468個城市社區(qū)按01-468排號，最后根據隨機數(shù)生成表隨機生成42個最終調查點進行實地調查，其中長沙市16個社區(qū)、株洲市12個社區(qū)、湘潭市14個社區(qū)。共發(fā)放調查問卷1260份，剔除因邏輯錯誤或數(shù)據缺失等原因而失效的問卷190份，實際回收有效問卷1070份，有效率為84.92%。

本文對調查問卷進行信度分析得到總體信度為0.804，大于0.8，且刪除題項后信度值并不會明顯提高，因此本研究的信度比較理想，滿足進一步研究的要求。在此基礎上，對問卷進行效度檢驗。內容效度方面，調查問卷參考了國內外學者的研究成果，具有較好的內容效度；結構效度方面，進行KMO和Bartlett球形檢驗， KMO樣本測度值為0.803，大于0.7，且Bartlett球形檢驗的P值顯著，表明本問卷結構效度良好。

(二)變量選取

1.因變量

城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。本文選取“總體來說，您對本社區(qū)養(yǎng)老服務是否感到滿意”進行測量。

2、自變量

(1)社會信任選取人際信任和制度信任兩個指標進行表征。其中，人際信任選用調查問卷中“您對社區(qū)工作人員或社區(qū)養(yǎng)老服務人員的信任程度”進行測量，制度信任選用調查問卷中“您對國家發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務政策的信任程度”進行測量。

(2)社會資本選取組織關系和個人關系兩個指標進行表征。其中，組織關系選用調查問卷中“您參加社區(qū)養(yǎng)老服務中心活動的頻繁程度”進行測量，個人關系選用調查問卷中“在社區(qū)您與其他老人互動的頻繁程度”進行測量。

(3)社會歸屬選取社會融入和身份認同兩個指標進行表征。其中，社會融入選用調查問卷中“您習慣并適應本社區(qū)生活的程度”進行測量，身份認同選用調查問卷中“您對社區(qū)養(yǎng)老服務中心會員身份的認同程度”進行測量。

(4)社會平等選取社會寬容和社會差距兩個指標進行表征。其中，社會寬容選用調查問卷中“本地老人和外地老人在社區(qū)福利待遇和身份限制的差別程度”進行測量，社會差距選用調查問卷中“本地老人和外地老人在社區(qū)養(yǎng)老服務中心的福利待遇和身份限制的差別程度”進行測量。

(5)社會參與選取社會組織參與和社會組織支持兩個指標進行表征。其中，社會組織參與選用調查問卷中“您參與社區(qū)組織的頻繁程度”進行測量，社會組織支持選用調查問卷中“社區(qū)幫助您解決遇到的困難的頻繁程度”進行測量。

3、控制變量

模型中的控制變量包括可能對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度產生影響的因素。本研究將性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、月均收入作為控制變量。變量的描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)模型選取

有序多分類 Logistic 回歸模型是一種用于因變量是多分類并且各類變量間存在次序關系的回歸模型，且其參數(shù)估計效果要優(yōu)于二元Logistic 回歸，長期以來被廣泛應用于社會科學的定量分析。本文設定因變量的水平為5，建立4個Logistic回歸模型，稱為累積Logit模型(Cumulative Logits Model)。因變量取值為1、2、3、4、5，相應取值水平的概率為π1、π2、π3、π4、π5，對i個自變量擬合4個模型，如下所示：

(二)檢驗分析

1、多重共線性檢驗

為了保證回歸結果的科學性，本研究采用方差膨脹因子(VIF)和條件索引來衡量自變量的共線性。當VIF>10時，認為變量間存在較嚴重的多重共線性；條件索引在10與30之間為弱共線性，30到100之間為中等共線，大于100為嚴重共線。[27]522-523本研究選取的10個變量方差膨脹因子(VIF)均小于10，僅社會組織支持的條件索引為30.338，其他變量均小于30。綜上，本研究選取的10個自變量能夠通過多重共線性檢驗，不需要對自變量進行剔除或整合。

2、模型檢驗

本研究擬采用有序多分類Logistic回歸模型對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響因素進行實證分析，在進行分析前需要檢驗模型的適用性及其擬合度。

模型適用度檢驗主要是對模型的平行性進行檢驗，經檢驗可知，卡方值為128.686，自由度為129，對應的P值為0.491，基于此判定本研究適合于有序多分類Logistic回歸模型。利用 SPSS20.0對模型進行擬合檢驗發(fā)現(xiàn)，模型卡方值為176.773，顯著性P值為 0.000，在1%的顯著性水平上通過檢驗。Cox and Snell、Nagelkerke以及McFadden這3個偽決定系數(shù)值分別為0.300、0.339、0.165，均大于1%，這幾個指標均說明該模型擬合效果較好，能夠很好地解釋城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度影響因素的作用效果。

(三)模型結果分析

1、社會信任方面。如表2所示，人際信任對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有部分顯著影響。當人際信任X1取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.0478、0.1167、0.3154、0.6102，表明隨著人際信任程度的不斷提升，會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的提升，但變化并非簡單的線性，當X1取值為3以上時，對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響變得不顯著。由此可見，提高人際信任在一定程度上可以提升城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。當制度信任對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度影響不顯著。制度信任X2取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.4931、0.6194、0.8825、0.8869，其偏回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗。這可能是因為社區(qū)養(yǎng)老服務工作人員數(shù)量不足、專業(yè)水平有限導致對政府養(yǎng)老服務相關政策的解讀不到位，使老年人無法及時獲得應有的養(yǎng)老服務補貼或其他福利，從而影響社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。鑒于此，假設H1a僅部分成立，而假設H1b不成立。

2、社會資本方面。如表2所示，組織關系對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有部分顯著影響。當組織關系X3取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.2176、0.4343、0.4152、0.6603，表明隨著組織關系程度的不斷提升，會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的提升，但變化并非簡單的線性，當組織關系X3取值為4時影響不顯著。這可能是因為社區(qū)養(yǎng)老服務中心服務項目有效供給不足，養(yǎng)老服務主體功能異化等原因導致了老年人多元化的養(yǎng)老需求得不到相應的滿足，從而影響城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。個人關系對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度影響不顯著。當個人關系X4取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.8138、0.5450、0.7189、0.7819，其偏回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗。這也許是因為社區(qū)或社區(qū)養(yǎng)老服務中心未能及時為老年人提供交流、互動的平臺，并且大多數(shù)社區(qū)養(yǎng)老服務中心的工作人員數(shù)量較少、文化程度不高、服務專業(yè)能力有限，導致無法有效組織老年人開展豐富的互動活動，從而影響城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。鑒于此，研究假設H2a僅部分成立，而假設H2b不成立。

3、社會歸屬方面。如表2所示，社會融入對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有部分顯著影響。當社會融入X5取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.0151、0.4215、0.3708、0.6798，表明隨著社會融入程度的不斷提升，總體上會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的提升，但變化并非簡單的線性，當社會融入X5取值為2時影響不顯著。身份認同對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有部分顯著影響。當身份認同X6取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.9130、0.3352、0.5148、1.1735，表明隨著身份認同程度的不斷提升，總體上會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的提升，但變化并非簡單的線性，僅當身份認同X6取值為3時，影響是顯著的。鑒于此，假設H3a部分成立，假設H3b亦部分成立。

4、社會平等方面。如表2所示，社會寬容對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有部分顯著影響。當社會寬容X7取值為2到4時，其對應的OR值分別為0.1862、0.2185、0.3110，表明隨著社會寬容程度的增加，會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的提升，當本地老人和外地老人在社區(qū)福利待遇和身份限制的差別程度越來越小，老年人對社區(qū)的公平感知越強，從而顯著提升城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。社會差距對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有顯著影響。當社會差距X8取值為1到4時，其對應的OR值分別為0.1144、0.0758、0.0765、0.0756，表明隨著社會差距程度的不斷降低，總體上會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的下降，但影響幅度不大。這可能是因為老年人對社區(qū)養(yǎng)老服務中心機會平等、分配平等的公平感知，在調研過程中發(fā)現(xiàn)，多數(shù)本地老人表示自己退休前為當?shù)匕l(fā)展做出了一定的貢獻，應該在某些養(yǎng)老服務政策待遇上與外地遷入的老人有所差別，由于福利待遇的差別不是很大，對外地遷入老人公平感知的影響不大。因此，城市社區(qū)養(yǎng)老服務過程中應調適社會差距的程度。鑒于此，假設H4a僅部分成立，假設H4b成立。

5、社會參與方面。如表2所示，社會組織參與對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有顯著影響。當社會組織參與X9取值為1到2時，其對應的OR值分別為0.3829、0.4543，表明隨著社會組織參與程度的不斷提升，會帶來城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的提升。因此，城市社區(qū)養(yǎng)老服務的發(fā)展應該重視老年人的社會組織參與。社會組織支持對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度影響不顯著，當社會組織支持X10取值為1到4時，其對應的OR值分別為1.390、1.2561、1.6703、2.2660，其偏回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗。這可能是因為社區(qū)養(yǎng)老服務人員數(shù)量不足以及老年人互動互助機會較少，使得老年人無法更多地得到他人的幫助或者獲得幫助其他老人的機會，導致社會組織支持對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度影響不顯著。鑒于此，假設H5a成立，而假設H5b不成立。

五、結論與政策建議

本研究根據2019年11月至2020年12月課題組對湖南省長株潭地區(qū)進行的城市社區(qū)養(yǎng)老服務問卷調查數(shù)據，基于社會凝聚，運用有序多分類 Logistic 回歸模型對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度的影響因素進行實證檢驗，得出以下結論：

社會信任、社會資本、社會歸屬、社會平等和社會參與五個維度對社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度存在顯著影響，但各變量的影響程度具有一定的差異。具體來看，社會差距對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有顯著負向影響，社會組織參與、人際信任、組織關系、社會融入、身份認同、社會寬容城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度具有顯著正向影響；制度信任、個人關系、社會組織支持對城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度影響不顯著；顯著因素的內部次序對城市養(yǎng)老服務滿意度的影響顯示出差異性。

基于社會凝聚維度及實證分析結果，為提升城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度提出以下政策建議：

(一)強化人際信任和組織關系。一方面，要加強人際信任的建設。應通過轉變老年人的信任觀念，加強社區(qū)養(yǎng)老服務質量標準、收費標準等制度建設，建立養(yǎng)老機構的信用資質認證和養(yǎng)老機構等級評價體系，打造信用信息監(jiān)管平臺等措施來提高老年人的人際信任，以提升城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。另一方面，在提高老年人人際信任的同時強化組織關系。信任的建立有利于促進社區(qū)老年人對社區(qū)養(yǎng)老服務中心活動的參與，從而提升城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。

(二)促進社會融入和社會組織參與。一方面，促進老年人社會融入。應通過加大社區(qū)及社會組織對老年人的支持力度，鼓勵家庭成員多陪伴老人等方式來激發(fā)老年人的主觀能動性，促進老年人的社會融入。另一方面，促進老年人社會組織參與。社區(qū)組織參與能提升老年人的社會自我效能，進而優(yōu)化老年人獲得社會組織支持的潛力，促進老年人的社會融入，從而提升城市社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。促進老年人社會參與的關鍵是要加強社區(qū)組織建設。一是強化居委會組織建設，二是鼓勵和促進社會組織的發(fā)展，三是加強社區(qū)的管理和建設。

(三)調適社會寬容和社會差距的程度。一方面，應提高社會寬容的程度。社區(qū)應加大對外地老人的接納度和認同度，通過提高人際信任水平，消除文化偏見，優(yōu)化資源分配等措施，提升社會寬容的整體水平。另一方面，應控制社會差距的程度。合理的社會差距是為了保證相對公平，過高或過低的社會差距會降低社區(qū)老人社會公平的感知程度，影響社區(qū)養(yǎng)老服務滿意度。所以，在社區(qū)及社區(qū)養(yǎng)老服務中心應當減少歧視，注重老年人權利、機會和規(guī)則的公平。

(四)加大養(yǎng)老服務人才培養(yǎng)力度。一是要加強已有養(yǎng)老服務人員的知識技能培訓，開展養(yǎng)老職業(yè)道德教育，提升養(yǎng)老服務人員的服務素養(yǎng)和技能水平。二是在高等院校和職業(yè)院校開設老年護理、養(yǎng)老管理等相關專業(yè)，加快養(yǎng)老服務專業(yè)人才的開發(fā)和培養(yǎng)。三是完善養(yǎng)老服務人員的從業(yè)能力等級考評，提高養(yǎng)老服務人員的待遇及社會地位。