陽義南

一、引言

隨著老齡化、家庭小型化發(fā)展,探索應(yīng)對養(yǎng)老需求增大與家庭養(yǎng)老功能弱化之間矛盾的可行養(yǎng)老模式就成為重要任務(wù)。其中,機構(gòu)養(yǎng)老是指由國家與社會建立專門社會組織或機構(gòu)為老年人提供滿足身體、心理、精神慰藉等需求的集中院舍式養(yǎng)老服務(wù)模式,包括養(yǎng)老院、敬老院、福利院、老年公寓、老年護(hù)理院、托老所等。1987—1999年,我國主要以機構(gòu)為重心來建設(shè)養(yǎng)老服務(wù)體系,采取政府承擔(dān)費用、直接舉辦公辦機構(gòu)的模式。2000—2005年,我國養(yǎng)老服務(wù)雖仍以機構(gòu)建設(shè)為主,但向公建民營、民辦公助、民辦等市場化經(jīng)營模式發(fā)展。2005年我國啟動養(yǎng)老服務(wù)社會化,讓更多的自費老年人進(jìn)住公辦養(yǎng)老機構(gòu)。2013年,我國提出建立以居家為基礎(chǔ)、社區(qū)為依托、機構(gòu)為支撐、醫(yī)養(yǎng)相結(jié)合的養(yǎng)老服務(wù)體系,“十三五”提出了“機構(gòu)為補充”,“十四五”又提出居家、社區(qū)、機構(gòu)相協(xié)調(diào),支持家庭承擔(dān)養(yǎng)老功能。

隨著我國養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)從機構(gòu)向社區(qū)、居家回歸,盡管公辦養(yǎng)老機構(gòu)“一床難求”,但多數(shù)民營養(yǎng)老機構(gòu)卻面臨舉步維艱的困窘[1]。2022年末全國共有各類提供住宿的養(yǎng)老機構(gòu)4萬個,養(yǎng)老服務(wù)床位822.3萬張,基本達(dá)到了3%的供給目標(biāo),但養(yǎng)老床位空置率超過50%(1)數(shù)據(jù)來源:《中華人民共和國2022年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》《2021年中國民政統(tǒng)計年鑒》。。喬曉春[2]利用“七普”長表數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),全國老年人居住在養(yǎng)老機構(gòu)的比例僅為0.73%,包括財政“兜底”的民政收住對象和自費老年人,其很大原因在于對老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿把握不準(zhǔn)[3]。

有多少老年人需要或愿意選擇機構(gòu)養(yǎng)老?這是機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的重要依據(jù),也關(guān)乎老年人的需求滿足,并影響政府部門的需求側(cè)管理。學(xué)者們雖對老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿、偏好、選擇、需求、入住、使用或消費等進(jìn)行了大量研究,但都是依據(jù)單一變量指標(biāo)的調(diào)查統(tǒng)計,且大多使用地方數(shù)據(jù),導(dǎo)致結(jié)果差異也很大,由此難以提供機構(gòu)養(yǎng)老意愿的可靠、準(zhǔn)確信息,既限制了政策影響力,也不利于相近研究的對話和深化。

基于CLASS 2018年全國大樣本數(shù)據(jù),本文使用潛類別模型及四個指標(biāo)對“機構(gòu)養(yǎng)老”進(jìn)行測量,將老年人個體識別為“機構(gòu)養(yǎng)老”“非機構(gòu)養(yǎng)老”兩組,其中“機構(gòu)養(yǎng)老”組的比例代表了我國老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿,同時使用混合回歸模型對兩組老年人養(yǎng)老意愿的決定因素進(jìn)行了分析。相比已有研究,改進(jìn)之處主要有:第一,基于模型(model-based)和多指標(biāo)的測量方法,減少了測量誤差;第二,潛類別模型是對老年人異質(zhì)性的整體式識別,減少了分組誤差;第三,混合回歸模型既考慮了群體間的異質(zhì)性,又考察了群體內(nèi)的量差性,比傳統(tǒng)的單一回歸模型更準(zhǔn)確;第四,重點考察了社會保障收入、社區(qū)環(huán)境等目前討論不多的影響因素。據(jù)此,可以獲得更準(zhǔn)確的我國老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿數(shù)據(jù),并提出更精準(zhǔn)有效的對策措施,促進(jìn)我國機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)業(yè)更合理有序地發(fā)展。

二、文獻(xiàn)回顧

我國以機構(gòu)為重心的養(yǎng)老服務(wù)模式在發(fā)展過程中出現(xiàn)了養(yǎng)老機構(gòu)空置率居高不下,同時絕大多數(shù)居家養(yǎng)老尤其是失能失智的老年人沒有得到政策支持等問題,養(yǎng)老服務(wù)體系的建設(shè)重心逐漸由重機構(gòu)向重社區(qū)與居家轉(zhuǎn)變[4][5]。解決養(yǎng)老服務(wù)體系結(jié)構(gòu)性失衡問題的關(guān)鍵在于:選擇怎樣的出發(fā)點和立足點,即是從老年人需求出發(fā)還是從國家供給出發(fā),是立足于制度政策框架還是立足于大眾對養(yǎng)老服務(wù)體系的認(rèn)同,等等[6]。

老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿是需求側(cè)研究的起點。人們對機構(gòu)養(yǎng)老的觀念和選擇在逐漸轉(zhuǎn)變,越來越多的老年人及家庭能接受機構(gòu)養(yǎng)老[7][8]?，F(xiàn)有研究得出的老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿比例最低為3.3%,最高的達(dá)74.7%,10%左右的最多。醫(yī)養(yǎng)結(jié)合型養(yǎng)老機構(gòu)入住意愿低的為12.89%,高的達(dá)60.8%[9][10]。農(nóng)村老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿低的為1.8%,高的有37.9%[11][12]。失能老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿的比例低至2.3%,高的有47%[13][14]。寧艷等[15]基于CLHLS 2014年數(shù)據(jù)得到60歲以上空巢老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿為1.7%。這些研究都是詢問“您愿意去養(yǎng)老院(機構(gòu))養(yǎng)老嗎?”等類似問題,設(shè)置“愿意”“不愿意”兩種選項。王橋、張展新[16]指出,單選項養(yǎng)老意愿的問題調(diào)查帶有更多的隨意性,而多選項的養(yǎng)老意愿問題調(diào)查應(yīng)該更能真實反映老年人的意愿。他們從單選項提問得到的機構(gòu)養(yǎng)老意愿比例為36.6%,而在多選項提問得到的比例為9.98%。除了“意愿”研究,也有學(xué)者從老年人對機構(gòu)養(yǎng)老的偏好、選擇、需求、入住、使用或消費等相近角度進(jìn)行了探究。

對于機構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響因素,現(xiàn)有研究集中在老年人個體及其家庭的微觀層面。仍有就業(yè)意愿和就業(yè)條件的低齡老年人不愿意進(jìn)入養(yǎng)老機構(gòu)[17]。張文娟、魏蒙[18]發(fā)現(xiàn)非失能老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿的比例遠(yuǎn)高于失能老年人。張瑞玲[19]也發(fā)現(xiàn),老年人身體狀況越好越愿意入住養(yǎng)老機構(gòu),身體狀況越不好越不愿意入住養(yǎng)老機構(gòu)。夏春萍等[11]重點考察了傳統(tǒng)孝道觀念、對養(yǎng)老機構(gòu)伙食的認(rèn)知、配偶和鄰居影響的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等意志因素,發(fā)現(xiàn)其具有明顯的影響。閻志強[20]對廣州老年人的調(diào)查發(fā)現(xiàn),老年人住養(yǎng)老院具有很大的不確定性,特別對醫(yī)療保健、臨終照護(hù)服務(wù)有高度期待。陳昫[21]基于建構(gòu)主義視角,通過入戶訪談,發(fā)現(xiàn)大多數(shù)老年人對養(yǎng)老院印象不佳,持消極態(tài)度,并在表明這一態(tài)度的過程中主觀建構(gòu)了養(yǎng)老機構(gòu)的消極刻板印象,且進(jìn)行了“不屬于養(yǎng)老院照顧對象”的自我身份構(gòu)建。

機構(gòu)養(yǎng)老意愿的中觀層面主要檢視了養(yǎng)老機構(gòu)、同齡人群、村莊、單位組織等因素的影響。杜恒波等[22]基于扎根理論的訪談發(fā)現(xiàn),周邊老年人對老年人自身決定是否去養(yǎng)老院影響也很大,包括積極的看法和消極的言論。狄金華等[23]指出,農(nóng)民機構(gòu)養(yǎng)老意愿應(yīng)放回村落視野之中來考察,發(fā)現(xiàn)有非正式宗族網(wǎng)絡(luò)的農(nóng)村居民比沒有宗族網(wǎng)絡(luò)的入住養(yǎng)老機構(gòu)的意愿低,有正式宗族組織的入住意愿最低,并且宗族在公共服務(wù)中的功能越強,農(nóng)民入住養(yǎng)老機構(gòu)的意愿越低。吳海盛、鄧明[24]的研究發(fā)現(xiàn),自然村個數(shù)較多、第一大姓比例較小的村莊的農(nóng)民更傾向于通過正規(guī)化的養(yǎng)老模式來解決養(yǎng)老問題,源于難以從家庭或社區(qū)獲得全部養(yǎng)老資源。高曉路[25]研究發(fā)現(xiàn),商品房小區(qū)老年人傾向于服務(wù)質(zhì)量和環(huán)境比較好的私立機構(gòu),廉租房社區(qū)老年人傾向于低收費的公辦養(yǎng)老機構(gòu),普通混合社區(qū)老年人傾向于中等收費的私立養(yǎng)老機構(gòu),街坊社區(qū)老年人要求離家近的養(yǎng)老機構(gòu),單位大院老年人傾向于公辦的機構(gòu),指出這與社區(qū)構(gòu)成的社會經(jīng)濟(jì)文化背景緊密相關(guān),并提出應(yīng)以社區(qū)為著眼點來把握老年人的社會養(yǎng)老服務(wù)需求。

中觀層面因素中,養(yǎng)老機構(gòu)運營的一些問題也影響老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿。如,養(yǎng)老機構(gòu)的養(yǎng)、護(hù)、醫(yī)、送四大功能分離,缺乏家居認(rèn)同和親情滋養(yǎng),專業(yè)、負(fù)責(zé)的老年護(hù)工和管理人才短缺,農(nóng)村養(yǎng)老機構(gòu)的非規(guī)范發(fā)展[26]。養(yǎng)老機構(gòu)普遍與醫(yī)院康復(fù)機構(gòu)距離較遠(yuǎn),無法滿足老年人的就醫(yī)需求[27]。韓楊和李紅玉[9]的研究顯示,老年人對醫(yī)養(yǎng)結(jié)合機構(gòu)養(yǎng)老的意愿更高,達(dá)60.8%。杜恒波等認(rèn)為[22],養(yǎng)老院的硬件設(shè)施、軟文化、組織形態(tài)等因素是影響老年人選擇養(yǎng)老院養(yǎng)老的重要因素。肖云等[28]的研究檢驗了老年人對養(yǎng)老機構(gòu)的認(rèn)知變量,包括對機構(gòu)設(shè)施和服務(wù)質(zhì)量的認(rèn)知以及了解程度,都具有正向地提升機構(gòu)養(yǎng)老入住意愿的作用。對養(yǎng)老機構(gòu)知曉程度越高的老年人越傾向于選擇入住養(yǎng)老機構(gòu)[19]。徐俊和朱寶生[29]對北京市460家養(yǎng)老機構(gòu)的統(tǒng)計分析表明,實際床均護(hù)理人數(shù)、養(yǎng)老機構(gòu)所在位置、室內(nèi)配套設(shè)施數(shù)、醫(yī)護(hù)設(shè)施設(shè)備數(shù)、專業(yè)技術(shù)人員占比和自理老年人比例對床位使用率都有顯著的影響。

機構(gòu)養(yǎng)老意愿的宏觀層面主要討論了地區(qū)經(jīng)濟(jì)文化習(xí)俗、社會保障、公共政策、醫(yī)療與養(yǎng)老服務(wù)市場等因素的影響。廖楚暉[30]運用結(jié)構(gòu)方程模型檢驗了政府行為的影響,發(fā)現(xiàn)機構(gòu)服務(wù)監(jiān)管、養(yǎng)老制度運行均存在顯著影響,并且機構(gòu)服務(wù)監(jiān)管在養(yǎng)老制度運行與養(yǎng)老意愿之間起到部分中介作用。于凌云、廖楚暉[31]研究了不同的基本養(yǎng)老保險待遇影響個人或家庭的養(yǎng)老消費決策及機構(gòu)養(yǎng)老的意愿,發(fā)現(xiàn)參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險及享有機關(guān)事業(yè)單位退休金等三類群體的機構(gòu)養(yǎng)老意愿均顯著高于未參保群體。

從已有研究看,對機構(gòu)養(yǎng)老意愿的調(diào)查統(tǒng)計結(jié)果差異很大。究其原因,大多研究的樣本只來自個別地區(qū),還有不少研究樣本是分別來自城市或農(nóng)村。所依托的抽樣調(diào)查設(shè)計也存在較多缺陷[16]。多數(shù)研究是針對單因素的問題調(diào)查,精度通常較低。在探究老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響因素時,人口和家庭因素討論得最多,而機構(gòu)、組織、村落、同齡等中觀因素和地區(qū)經(jīng)濟(jì)文化、制度政策、市場等宏觀因素的影響則較少涉及。影響老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿的并非單一或少量因素,而是多層面因素彼此關(guān)聯(lián)的復(fù)雜作用的結(jié)果。在研究這些因素的影響時,結(jié)果存在諸多沖突和矛盾,很大原因歸咎于老年人群內(nèi)部的異質(zhì)性[18],而通常使用的logit回歸、Cox回歸等估計方法識別不準(zhǔn),還需運用更準(zhǔn)確的異質(zhì)性分析工具。

三、研究設(shè)計

(一)理論模型

隨著經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展、家庭結(jié)構(gòu)變化和文化觀念轉(zhuǎn)變,養(yǎng)老問題日益復(fù)雜,單一層次的因素分析越來越難以解答老年人機構(gòu)養(yǎng)老背后深刻的行為和結(jié)構(gòu)機制,而多維度、多層次的因素剖析具有更強解釋力。故此,本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上提出老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿的多層因素理論模型,包括個人及家庭的微觀層面因素,社區(qū)、機構(gòu)、單位組織或村落等中觀因素,以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)文化風(fēng)俗、社會保障制度、國家政策等宏觀因素。如圖1所示。

圖1 老年人機構(gòu)養(yǎng)老多層因素模型

(二)樣本數(shù)據(jù)來源

本文的樣本數(shù)據(jù)來自由中國人民大學(xué)老年學(xué)研究所組織、中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)具體執(zhí)行的中國老年社會追蹤調(diào)查(China Longitudinal Aging Social Survey,簡稱CLASS)。2018年采用多階段分層概率抽樣法,在全國28個省(區(qū)、市)獲得11418位老年人個體數(shù)據(jù)(2)不包括香港、臺灣、澳門、海南、新疆和西藏。。

(三)主要變量及其測度

1.被解釋變量:機構(gòu)養(yǎng)老。鑒于已有研究一般只詢問“機構(gòu)養(yǎng)老意愿”等單一變量而存在識別誤差,本文假設(shè)“機構(gòu)養(yǎng)老”為分類型潛變量,采用“機構(gòu)養(yǎng)老選擇”“機構(gòu)養(yǎng)老了解”“機構(gòu)養(yǎng)老印象”“機構(gòu)養(yǎng)老支持”四個指標(biāo)對其進(jìn)行測量,以獲得更準(zhǔn)確的結(jié)果。

CLASS問卷詢問“今后您打算主要在哪里養(yǎng)老?”將該變量命名為“機構(gòu)養(yǎng)老選擇”,選項包括“自己家、子女家、社區(qū)日托站或托老所、養(yǎng)老院、其他、無法回答”,將回答結(jié)果為“養(yǎng)老院”的賦值為1,其余回答結(jié)果賦值為0。第二個測量指標(biāo)為問卷詢問的“您了解養(yǎng)老院嗎?”將該變量命名為“機構(gòu)養(yǎng)老了解”,選項包括“了解、有些了解、不了解”,將回答為“了解”的賦值為1,其他回答結(jié)果設(shè)為0。第三個測量指標(biāo)為問卷詢問的“您對養(yǎng)老院的總體印象如何?”將該變量命名為“機構(gòu)養(yǎng)老印象”,選項包括“較差、一般、較好、無法回答”,將回答為“較好”的賦值為1,其他回答結(jié)果為0。第四個測量指標(biāo)為“您的家人愿意您去住養(yǎng)老院嗎?”將該變量命名為“機構(gòu)養(yǎng)老支持”,選項包括“愿意、不愿意、意見不統(tǒng)一、不知道”,將回答為“愿意”的賦值為1,其他回答結(jié)果為0。本文在四個測量指標(biāo)變量上采取較嚴(yán)格的賦值方式,這是考慮機構(gòu)養(yǎng)老需要付費,故而只將被訪老年人直接正面的選擇結(jié)果為“養(yǎng)老院”“了解”“較好”“愿意”賦值為1,而將其余的否定或不太確定的回答結(jié)果賦值為0。

2.解釋變量。限于CLASS數(shù)據(jù)中變量的可得性,本文將重點考察:第一,宏觀層面的社會保障收入,包括養(yǎng)老金(元/月)、高齡津貼(元/月)、救助金(元/月,含低保金、貧困救助金、其他救助金)、居家養(yǎng)老服務(wù)補貼或券(元/月)、第一位收入來源(1=養(yǎng)老金,2=勞動工作所得,3=家庭成員收入,4=政府補貼或資助,5=財產(chǎn)性收入);第二,中觀層面的社區(qū)因素,包括社區(qū)類型(1=街坊型、單位房、保障房社區(qū),2=商品房小區(qū)、別墅區(qū)或高級住宅區(qū),3=村改居、村居合并或城中村,4=農(nóng)村社區(qū))、社區(qū)活動場所或設(shè)施(含老年活動室、健身場所/設(shè)施、棋牌或麻將室、圖書室、室外活動場所、其他)、社區(qū)醫(yī)養(yǎng)服務(wù)(1=無醫(yī)無養(yǎng),2=有養(yǎng)無醫(yī),3=有醫(yī)無養(yǎng),4=醫(yī)養(yǎng)結(jié)合)。

3.控制變量。將微觀層面的老年人個體及家庭因素作為控制變量,包括性別(男性=1,女性=0)、年齡、教育(1=不識字,2=小學(xué),3=初中,4=高中,5=大專及以上)、婚姻(1=已婚有配偶,0=喪偶、離婚、未婚)、戶籍(1=非農(nóng)戶籍,0=農(nóng)村戶籍)、健康(1=很不健康,2=比較不健康,3=一般,4=比較健康,5=很健康)、孩子數(shù)(兒子和女兒數(shù))。

(四)模型

1.潛類別模型。潛類別模型(latent class model, LCM)是測量分類型潛變量“機構(gòu)養(yǎng)老”取值結(jié)果(潛類別)的測量模型?；炯僭O(shè)是,分類型潛變量的每種潛類別對各外顯指標(biāo)變量的反應(yīng)選擇具有某種傾向性影響,可由這些互斥的潛類別來解釋外顯變量各種反應(yīng)的概率分布,即根據(jù)個體在測量指標(biāo)上的反應(yīng)模式對其進(jìn)行歸類,識別有哪些不同群組,個體應(yīng)被歸入哪一類[32][33][34]。相比傳統(tǒng)的異質(zhì)性分析方法,LCM是對老年人異質(zhì)性的“整體”式聚類分組,不必借助性別、戶籍等外生變量,能更全面地捕捉個體異質(zhì)性,分類結(jié)果更準(zhǔn)確、客觀[35][36][37]。LCM提供了一個基于個體中心化(person-centered)認(rèn)識老年人機構(gòu)養(yǎng)老行為及其模式分化的分析工具。本文LCM的方程式如下:

(1)

其中,Yijk表示個體i在指標(biāo)j的選項得分(j=1,2,3,4),每個j共有k個取值(k=0,1);C為潛類別,有t個取值。

潛類別模型將使用mlogit回歸估計式(1)中的潛類別概率P(C=t),類似方差解釋比。接著對四個0-1型指標(biāo)變量進(jìn)行l(wèi)ogit回歸,估計出第j個指標(biāo)在第t個潛類別的截距。截距越大,表明該潛類別對此指標(biāo)變量的影響越大。

模型(1)的參數(shù)估計出來之后,再使用貝葉斯后驗概率公式(2)計算出老年人在不同潛類別的歸屬概率。他們在哪一類的概率更大,就歸入對應(yīng)類別,完成個體識別。

(2)

2.混合回歸模型。混合回歸模型(regression mixture model, RMM)整合了潛類別模型LCM與傳統(tǒng)的回歸模型,在測量出不同類別群體的基礎(chǔ)上分別建立各自的回歸模型[38]。模型方程如下:

(3)

其中,P(C=t|Zi)為考慮協(xié)變量Zi時屬于潛類別C=t的概率。本文的Zi包括社會保障因素、社區(qū)環(huán)境因素、個人及家庭因素,解釋分類型潛變量“機構(gòu)養(yǎng)老”各個潛類別的成因。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計結(jié)果

如表1所示,在測量指標(biāo)“機構(gòu)養(yǎng)老選擇”上,選擇“養(yǎng)老院”的比例為2.88%。這是依據(jù)單一指標(biāo)的機構(gòu)養(yǎng)老意愿比例,而選擇“自己家”“子女家”“社區(qū)日托所或托老所”“其他”“無法回答”的分別占65.76%、17.24%、2.06%、6.98%、5.07%。在“機構(gòu)養(yǎng)老支持”上,回答“愿意”的為10.82%,而回答“意見不統(tǒng)一”“不愿意”“不知道”的各占6.66%、45.67%、36.85%;在“機構(gòu)養(yǎng)老了解”上,回答“了解”占10.53%,而回答“有些了解”“不了解”的各有39.31%、50.17%;在“機構(gòu)養(yǎng)老印象”上,回答“較好”的占11.9%,而回答“一般”“較差”“無法回答”的有43.42%、11.9%、33.21%?？梢?近九成老年人對養(yǎng)老機構(gòu)并不了解,并對此形成了較負(fù)面的刻板印象。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

問卷還詢問了三個關(guān)于養(yǎng)老院的其他問題,第一,“您在什么情況下會去養(yǎng)老院?”選擇“無論如何都不會去”“無法回答”“其他”的占44.74%、12.98%、0.59%;而選擇“需要有人照料”“需要有人陪伴”“出現(xiàn)家庭矛盾”“換個居住環(huán)境”的各占22.37%、9.70%、6.55%、3.07%,這四種情形代表了老年人的機構(gòu)養(yǎng)老“需要”,合計占比41.69%。第二,“您最喜歡以下哪種養(yǎng)老院?”選擇“離家近”“離醫(yī)院近”“收費低”“入住門檻費用低”“服務(wù)質(zhì)量好”“居住環(huán)境好”的各占13.34%、11.97%、22.26%、13.47%、27.39%、10.89%,選擇“其他”的占0.67%(3)樣本量為6310人。。第三,“如果需要住養(yǎng)老院,您家一個月最多能承受多少錢?”均值為1658.67元,最小值為0元,最大值為8000元。高曉路[25]調(diào)查北京市6個不同類型社區(qū)的605位老年人發(fā)現(xiàn),70%的居民可以接受的養(yǎng)老機構(gòu)價格不超過2000元/月,1200元/月是養(yǎng)老機構(gòu)收費的最優(yōu)值。但表1中的養(yǎng)老金均值僅190元,沒有養(yǎng)老金收入的占60.6%,低于1000元/月的占比達(dá)94.99%。

(二)潛類別模型估計結(jié)果

潛類別C的數(shù)目未知。根據(jù)Everitt等人[39]對樣本潛類別的分類原理,在模型收斂的前提下根據(jù)BIC值最小化來判定最優(yōu)的潛類別數(shù)目(4)BIC的懲罰項比AIC大,考慮了樣本數(shù)量,可有效防止因樣本量大而導(dǎo)致的過擬合,并且BIC能防止當(dāng)n較少時,k值過高。。從C=1開始對式(1)的潛類別模型采用最大期望算法(EM)進(jìn)行迭代估計,依次增多,直至似然函數(shù)無法收斂。C=1的BIC值為24625.73,C=2的BIC值為23690.57,C=3的模型不收斂。故本文最終采用分兩組的潛類別,并將其命名為“機構(gòu)養(yǎng)老”“非機構(gòu)養(yǎng)老”。估計結(jié)果如表2所示。

表2 潛類別模型估計結(jié)果

進(jìn)一步基于模型(2)計算出老年人個體歸于這兩類的貝葉斯后驗概率。被訪老年人在四個指標(biāo)變量的回答結(jié)果或反應(yīng)模式,在兩組的歸類概率、歸類結(jié)果及其頻數(shù)、頻率,如表3所示。其中,4個指標(biāo)都選“0”的有8669人,占75.92%,1個指標(biāo)選“1”的共四種情形,2049人,合計占17.95%;有2個指標(biāo)選“1”的共六種情形,536人,合計占4.71%;有3個指標(biāo)選“1”的共四種情形,127人,合計占1.12%;四個指標(biāo)都選“1”的有37人,占0.32%。表3中,指標(biāo)組合(0100)這種反應(yīng)模式被識別為“機構(gòu)養(yǎng)老”的后驗概率,僅為57.71%,說明只根據(jù)“機構(gòu)養(yǎng)老選擇”這一個指標(biāo)來判定老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿的精度是有限的。相比王橋、張展新[16]用多個回答選項來予以改進(jìn),本文基于多指標(biāo)聯(lián)合概率分析的識別結(jié)果會更加準(zhǔn)確。

表3 個體反應(yīng)模式及其歸屬潛類別的后驗概率 (N=11418)

將老年人個體的歸類結(jié)果進(jìn)行加總,識別為“非機構(gòu)養(yǎng)老”的有10718人,占93.87%,識別為“機構(gòu)養(yǎng)老”的有700人,占6.13%,高于只依據(jù)“機構(gòu)養(yǎng)老選擇”單一指標(biāo)結(jié)果(2.88%)。這是因為“機構(gòu)養(yǎng)老支持”“機構(gòu)養(yǎng)老印象”“機構(gòu)養(yǎng)老了解”等指標(biāo)提供了更多信息。

表4中的分特征識別結(jié)果可為機構(gòu)養(yǎng)老業(yè)、機構(gòu)床位等供給側(cè)和老年人機構(gòu)養(yǎng)老需求、政府需求側(cè)管理、市場需求等提供更豐富的參考信息。具體來說,城鎮(zhèn)戶籍老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿為8.23%,約為農(nóng)村(4.31%)的兩倍;隨著年齡的后移,“50后”“40后”“30后”及之前老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿在提升,說明機構(gòu)養(yǎng)老這種模式越來越被老年人所接受。男性老年人略高于女性老年人,而無配偶老年人略高于已婚有配偶老年人。就文化程度而言,初中及以上的意愿更高;在主要收入來源這一項,依靠養(yǎng)老金、財產(chǎn)性收入的意愿最強,二者可為機構(gòu)養(yǎng)老提供穩(wěn)定可靠的經(jīng)濟(jì)支持,而依靠家庭成員收入、政府補貼或資助、勞動工作所得等經(jīng)濟(jì)來源相對不穩(wěn)定,機構(gòu)養(yǎng)老意愿低于前兩者。

表4 不同特征老年人被識別后的潛類別比例 (單位:%)

(三)混合回歸模型估計結(jié)果

混合回歸模型是在測量分類型潛變量“機構(gòu)養(yǎng)老”的基礎(chǔ)上,對識別出來的不同潛類別分別建立回歸模型,分析加入的協(xié)變量對該潛類別的影響。首先加入社會保障的經(jīng)濟(jì)類變量,包括每月的養(yǎng)老金、救助金、高齡津貼、居家養(yǎng)老服務(wù)補貼,以及目前占第一位的經(jīng)濟(jì)收入來源;接著加入社區(qū)類型、社區(qū)醫(yī)養(yǎng)服務(wù)使用、社區(qū)活動場所或設(shè)施;最后加入年齡、學(xué)歷、性別、婚姻、戶籍、健康、子女?dāng)?shù)等人口學(xué)及家庭變量。估計結(jié)果如表5所示。

表5 混合回歸模型估計結(jié)果

表5中,模型(2)、模型(3)迭次加入社區(qū)變量、人口學(xué)及家庭變量,社會保障等經(jīng)濟(jì)變量、社區(qū)變量的回歸系數(shù)總體上保持穩(wěn)定,說明混合回歸模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。最后針對模型(3)的估計結(jié)果展開分析。

第一,社會保障制度的保障型給付提高了機構(gòu)養(yǎng)老意愿,而福利型給付降低了機構(gòu)養(yǎng)老意愿。養(yǎng)老金收入對機構(gòu)養(yǎng)老意愿具有在1%水平顯著的正向影響,養(yǎng)老金月收入每增加一元,機構(gòu)養(yǎng)老意愿上升0.0164%(優(yōu)勢比OR=1.000164,下同)。救助金對機構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響也在1%水平顯著為正,救助金月收入每增加1元,機構(gòu)養(yǎng)老意愿上升0.15%。高齡津貼則對機構(gòu)養(yǎng)老意愿具有10%水平的顯著負(fù)向影響,高齡津貼月收入每增多1元,機構(gòu)養(yǎng)老意愿降低0.23%;居家養(yǎng)老服務(wù)補貼的影響系數(shù)也為負(fù),但不顯著。

在我國社會保障制度中,養(yǎng)老金、救助金都屬于保障型給付,滿足的是老年人基本或最低的生活需求,且救助金領(lǐng)取者本身屬于民政“兜底”的機構(gòu)養(yǎng)老收住對象。高齡津貼、居家養(yǎng)老服務(wù)補貼則屬于福利型給付,滿足的是老年人更高層次的需求。已有研究表明,我國絕大多數(shù)老年人真正偏好的養(yǎng)老模式是居家社區(qū)養(yǎng)老。機構(gòu)養(yǎng)老與居家養(yǎng)老之間是替代性的消費,而非互補型消費。按照需求層次理論,保障型的救助金、養(yǎng)老金給付水平的增加能提升滿足老年人最低或基本需求的機構(gòu)養(yǎng)老的意愿。而隨著福利型給付水平的提高,老年人更有支付能力去消費其更偏好的居家社區(qū)養(yǎng)老,因此降低了機構(gòu)養(yǎng)老意愿。這說明老年人內(nèi)在的需求偏好才是決定其養(yǎng)老消費模式的真正原因,并非直觀認(rèn)為的那樣,老年人不去機構(gòu)養(yǎng)老是因為支付不起,進(jìn)而推斷當(dāng)老年人收入水平提高了,就會增加對機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)的消費。

第二,老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿隨著收入來源穩(wěn)定性的上升而相應(yīng)增強。財產(chǎn)性收入、養(yǎng)老金、家庭成員/自己勞動或工作所得、政府補貼或資助的回歸系數(shù)依次減小。相比對照組的自己勞動或工作所得,財產(chǎn)性收入為第一來源的機構(gòu)養(yǎng)老意愿上升了79.39%,養(yǎng)老金為第一來源的意愿提高了73.06%,家庭成員為第一來源的意愿提高了38%,而依靠政府資助或補貼的意愿則下降了6.48%。這五種第一位收入來源中,財產(chǎn)性收入、養(yǎng)老金的穩(wěn)定性最強,老年人對其支配權(quán)最大,其次為家庭成員(配偶、子女或其他親屬)的收入或資助,而相比之下,自己勞動或工作所得、政府或社區(qū)的補貼或資助的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性更低。不難看出,回歸系數(shù)的差異反映了五種收入來源的穩(wěn)定性對機構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響差別,說明老年人入住養(yǎng)老機構(gòu)須有穩(wěn)定持續(xù)的經(jīng)濟(jì)收入來源做支撐,并且從回歸系數(shù)的大小來看,相比養(yǎng)老金、救助金等社會保障的收入高低,收入來源穩(wěn)定性對機構(gòu)養(yǎng)老意愿的影響更強。

第三,熟人社區(qū)、非農(nóng)社區(qū)的老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿高。社區(qū)類型中,相比對照組的街坊型、單位房或保障房社區(qū),商品房小區(qū)或高檔住宅區(qū)、農(nóng)村社區(qū)、村改居或村居合并或城中村的老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿更低,分別低了6.39%、20.1%、24.9%。居住在街坊型、單位房或保障房社區(qū)的老年人具有某些相似特征,如長期交往頻繁、同一單位、同屬低收入人群,彼此間具有更強的同儕影響或從眾心理及行為,并且通過比較回歸系數(shù)的大小,發(fā)現(xiàn)農(nóng)村社區(qū)老年人比城鎮(zhèn)社區(qū)老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿更低。

第四,社區(qū)醫(yī)養(yǎng)服務(wù)尤其是醫(yī)養(yǎng)結(jié)合、老年活動場所或設(shè)施更多的,能提高老人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿。就社區(qū)醫(yī)養(yǎng)服務(wù)的影響而言,相比對照組的無養(yǎng)無醫(yī)社區(qū),有醫(yī)無養(yǎng)、有養(yǎng)無醫(yī)、醫(yī)養(yǎng)結(jié)合都能顯著提高機構(gòu)養(yǎng)老意愿,分別高出1.29倍、3.31倍和5.44倍,說明養(yǎng)老服務(wù)具有基礎(chǔ)性作用,而醫(yī)養(yǎng)結(jié)合的作用更強。社區(qū)養(yǎng)老場所或設(shè)施也具有顯著正向影響,每增多一種場所或設(shè)施,機構(gòu)養(yǎng)老意愿提高8.972%。社區(qū)作為機構(gòu)養(yǎng)老與居家養(yǎng)老之間的承接過渡場域,兼具“準(zhǔn)機構(gòu)”“近居家”等多種生活模態(tài),提供集體交往、團(tuán)隊活動等生活環(huán)境,這使得社區(qū)養(yǎng)老環(huán)境接近機構(gòu)養(yǎng)老,能促進(jìn)老年人接受機構(gòu)養(yǎng)老的生活方式,更利于老年人從居家養(yǎng)老向機構(gòu)養(yǎng)老平穩(wěn)對接。

第五,男性、無配偶、城鎮(zhèn)戶籍、更年輕、更高學(xué)歷、更健康、更少子女等特征老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿更強?！?0后”及之前出生、“40后”、“50后”老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿依次提高,說明機構(gòu)養(yǎng)老越來越被更年輕的老年人所接受。“40后”老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿高出67.72%,而“50后”老年人高出2.07倍。相比文盲學(xué)歷的老年人,機構(gòu)養(yǎng)老意愿最強的是高中學(xué)歷老年人,其次為初中學(xué)歷老年人、大專及以上學(xué)歷老年人,三類老年人的意愿分別高出66.54%、36.34%和49.95%,而小學(xué)學(xué)歷老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿低出1.65%。比較回歸系數(shù)的大小可以看出,高學(xué)歷老年人的意愿更強,低學(xué)歷老年人的意愿更低。男性比女性的機構(gòu)養(yǎng)老意愿高22.11%。已婚有配偶的老年人比無配偶老年人去機構(gòu)養(yǎng)老的意愿低27.41%。城鎮(zhèn)戶籍的比農(nóng)村戶籍的意愿高47.89%。老年人健康程度每提高一個單位,機構(gòu)養(yǎng)老意愿則平均高出10.66%。兒女?dāng)?shù)量每多一個,老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿則平均低11.49%。

五、結(jié)論與政策建議

CLASS 2018年數(shù)據(jù)顯示老年人有機構(gòu)養(yǎng)老需要的占41.69%,本文使用潛類別模型及四個測量指標(biāo),識別出樣本老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿為6.13%,老年人機構(gòu)養(yǎng)老需要與機構(gòu)養(yǎng)老意愿之間相差35.56%,表明二者之間存在著較大的梗阻或脫節(jié)。

從本文混合回歸模型的估計結(jié)果可知,社會保障制度中的保障型給付提高了機構(gòu)養(yǎng)老意愿,而福利型給付降低了機構(gòu)養(yǎng)老意愿;收入來源穩(wěn)定性的上升也會相應(yīng)增強老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿,并且相比收入的高低,收入來源穩(wěn)定性的影響更大。熟人社區(qū)、社區(qū)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合、老年人活動場所或設(shè)施配置能提高老人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿。男性、無配偶、城鎮(zhèn)戶籍、更年輕、更高學(xué)歷、更高健康程度、更少子女等特征老年人的機構(gòu)養(yǎng)老意愿更強。

本文認(rèn)為應(yīng)注意區(qū)分老年人的機構(gòu)養(yǎng)老需要、意愿、需求、使用、消費等不同的概念和階段。老年人的機構(gòu)養(yǎng)老需要更多取決于自身的主觀偏好(如喜歡集體生活)或客觀必需(如失能);機構(gòu)養(yǎng)老意愿更多取決于老年人對機構(gòu)養(yǎng)老模式及意向養(yǎng)老機構(gòu)的認(rèn)可和接受,癥結(jié)更多是目前被問診較多的供需失衡、資源錯配等供給側(cè)原因;既有機構(gòu)養(yǎng)老意愿又有購買支付能力則形成了機構(gòu)養(yǎng)老需求,故從機構(gòu)養(yǎng)老意愿到機構(gòu)養(yǎng)老需求的癥結(jié)更多的是支付能力問題,既包括政府財政支持,也包括自身收入;機構(gòu)養(yǎng)老消費則主要取決于老年人及其家庭的購買力、機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)價格等原因。故而,盡管現(xiàn)有研究大多從老年人購買能力不足、供需失衡、資源錯配、服務(wù)質(zhì)量等原因入手來解決我國養(yǎng)老機構(gòu)的發(fā)展困境,但本文認(rèn)為政策起點應(yīng)發(fā)力于縮小老年人機構(gòu)養(yǎng)老需要與意愿之間的缺口,在此基礎(chǔ)上,再來探究如何提高機構(gòu)養(yǎng)老需求、機構(gòu)養(yǎng)老使用或消費等,才更合邏輯,更利于探索如何促進(jìn)我國機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)業(yè)合理有序、健康發(fā)展。

依據(jù)本文實證結(jié)果,提高老年人機構(gòu)養(yǎng)老意愿首先要提升老年人對機構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)的認(rèn)可或接受程度,更應(yīng)從文化、習(xí)俗、認(rèn)知、偏好、印象、質(zhì)量等原因入手。本文提出如下政策建議:第一,改變老年人及其家人對養(yǎng)老機構(gòu)傳統(tǒng)負(fù)面的刻板印象。養(yǎng)老機構(gòu)的布局設(shè)置要符合離家近、離醫(yī)院近、收費低、入住門檻費用低、服務(wù)質(zhì)量好、居住環(huán)境好等老年人的期待,增加老年人對養(yǎng)老機構(gòu)的了解,促使形成正面印象;第二,增加養(yǎng)老金、救助金等保障型給付的水平,并保障老年人對其財產(chǎn)性收入、養(yǎng)老金等來源的自主權(quán),提升第一位收入來源的穩(wěn)定性;第三,完善社區(qū)醫(yī)養(yǎng)服務(wù)、活動場所或設(shè)施,使之更具“似機構(gòu)”養(yǎng)老環(huán)境,發(fā)揮好在機構(gòu)養(yǎng)老與居家養(yǎng)老之間的承接過渡作用,使得老年人更愿意接受機構(gòu)養(yǎng)老方式。