楊栓娟 王華麗 李?；?/p>

摘要：在人口老齡化加速的背景下，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老問(wèn)題尤為嚴(yán)重，面臨費(fèi)用高昂、風(fēng)險(xiǎn)較大、養(yǎng)老資金短缺和喪失自由等前所未有養(yǎng)老難題與壓力。本研究旨在探索新疆吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為及影響因素，從個(gè)人特征、家庭特征、行為特征和社會(huì)支持4個(gè)方面構(gòu)建二元 Logistic 回歸模型。研究表明，吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為較高；健康狀況、家庭年均收入、婚姻狀況、子女個(gè)數(shù)、子女在家時(shí)長(zhǎng)、資金支持等10個(gè)因素對(duì)其影響較大。以分析結(jié)果為基礎(chǔ)，對(duì)促進(jìn)吉木薩爾縣農(nóng)村互助養(yǎng)老發(fā)展提出切實(shí)建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村互助養(yǎng)老；吉木薩爾縣；參與行為；影響因素

隨著我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老模式呈現(xiàn)出多元化的發(fā)展趨勢(shì)，老年群體在生活照料、康復(fù)護(hù)理、精神慰藉等方面的服務(wù)需求日益凸顯?；ブB(yǎng)老是一種新型的資源共享和互惠互利的養(yǎng)老模式，對(duì)緩解人口老齡化帶來(lái)的消極影響至關(guān)重要。2021年中央一號(hào)文件《中共中央 國(guó)務(wù)院關(guān)于全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見(jiàn)》中提到，發(fā)展農(nóng)村普惠型養(yǎng)老服務(wù)和互助性養(yǎng)老[1]，政府在互助養(yǎng)老方面的工作也在穩(wěn)步推進(jìn)，政策的成效也在逐漸顯現(xiàn)。本研究基于互助養(yǎng)老參與主體視角，以昌吉州吉木薩爾縣為例，通過(guò)實(shí)地調(diào)查獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)，準(zhǔn)確掌握吉木薩爾縣農(nóng)村老年人真實(shí)的養(yǎng)老需求及互助養(yǎng)老參與行為，過(guò)計(jì)量模型的科學(xué)運(yùn)用，對(duì)吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為及其影響因素進(jìn)行研究分析，整合農(nóng)村現(xiàn)有養(yǎng)老資源，為該地區(qū)推行互助養(yǎng)老模式提出合理的對(duì)策建議，以便實(shí)現(xiàn)吉木薩爾縣現(xiàn)有互助養(yǎng)老機(jī)構(gòu)優(yōu)化和新增提質(zhì)工作，增強(qiáng)吉木薩爾縣農(nóng)村老年人的幸福感和獲得感，同時(shí)，也能為其他地區(qū)開(kāi)展互助養(yǎng)老工作積累經(jīng)驗(yàn)。

1 吉木薩爾縣互助養(yǎng)老概況

截至2022年5月，昌吉州吉木薩爾縣有60歲以上老年人2.1萬(wàn)人，占縣屬人口比例的14.6%；并且，該縣60歲以上的農(nóng)村留守、空巢老年人約1 800戶(hù)2 800余人。加之非盈利機(jī)構(gòu)運(yùn)營(yíng)成本上升，老年群體的照護(hù)難度增加。從2014年起，吉木薩爾縣累計(jì)投入資金近7 000萬(wàn)元，全縣已建成12所農(nóng)村互助幸福院，總建筑面積28 300m2，床位1 100余張，惠及580余戶(hù)900余名農(nóng)村老年人。吉木薩爾縣按照上級(jí)財(cái)政資金支持、本級(jí)資金配套、其余資金由村民委員會(huì)自籌的方式建立農(nóng)村互助幸福院。互助幸福院建成后產(chǎn)權(quán)歸縣政府，基礎(chǔ)設(shè)施維修和公用部分費(fèi)用納入縣財(cái)政預(yù)算，日常運(yùn)行由縣級(jí)民政部門(mén)管理；并且制定了入院準(zhǔn)則、院民日常行為準(zhǔn)則及安全、娛樂(lè)、衛(wèi)生等方面的管理制度；一般采用“集中娛樂(lè)，自我管理，互相照顧，來(lái)去自由”模式。

2 模型構(gòu)建及問(wèn)卷設(shè)計(jì)

2.1 指標(biāo)體系構(gòu)建

采用科學(xué)的評(píng)價(jià)指標(biāo)使評(píng)估結(jié)果更加綜合全面。本研究的一級(jí)指標(biāo)體系分為個(gè)人特征、行為特征、家庭特征和社會(huì)支持4個(gè)維度。并對(duì)一級(jí)指標(biāo)做出了細(xì)化和總結(jié)，從這4個(gè)維度中提煉選出17個(gè)二級(jí)指標(biāo)影響因子。

2.2 模型選擇

本研究被解釋變量是“是否參與過(guò)互助養(yǎng)老”，該變量為二元變量，因此選擇二元Logistic回歸模型對(duì)農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為進(jìn)行實(shí)證分析，設(shè)因變量“農(nóng)村老年人是否是否參與過(guò)互助養(yǎng)老”為Y，即以往參與過(guò)，正在參與為“1”，從未參與為“0”。用P表示農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為的概率，Logistic的概率函數(shù)形式如下：

在公式（1）中，P表示農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為發(fā)生的概率，Z是變量X1，X2，X3，……，Xi的線(xiàn)性組合，

結(jié)合公式（2），將公式（1）作對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，得到logistic回歸模型具體形式為：

在公式（3）中，X1，X2，X3，……，Xi表示影響農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為的各因素；如果把農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為作為事件A，則Pi表示農(nóng)村老年人參與互助養(yǎng)老的概率，1-Pi為未參與互助養(yǎng)老的概率，機(jī)會(huì)概率比，即為農(nóng)村老年人參與互助養(yǎng)老與未參與互助養(yǎng)老的概率之比；β0為常數(shù)項(xiàng)，即截距，β1、β2、β3…βi是表示估計(jì)系數(shù)，即指Xi對(duì)于P的貢獻(xiàn)量；ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.3 變量設(shè)置及假設(shè)

根據(jù)調(diào)查分析結(jié)果和以往學(xué)者研究成果，并結(jié)合吉木薩爾縣實(shí)際情況，本研究將“是否參與互助養(yǎng)老”作為被解釋變量，按“1”和“0”進(jìn)行賦值，分為“從未參與=0；以往參與過(guò)、正在參與=1”兩個(gè)選項(xiàng)。將農(nóng)村老年人個(gè)人特征、家庭特征、認(rèn)知特征、社會(huì)支持中的17個(gè)變量作為解釋變量。

2.4 問(wèn)卷設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源

此次調(diào)查的問(wèn)卷設(shè)計(jì)分為四個(gè)部分：一是個(gè)人特征方面：其中有性別、年齡、受教育程度、健康狀況等；二是行為認(rèn)知方面：其中有傳統(tǒng)觀念、養(yǎng)老方式偏好、孤獨(dú)程度等；三是社會(huì)支持層面：其中有家庭支持、鄰里關(guān)系、活動(dòng)參與度等；四是農(nóng)村互助養(yǎng)老參與行為方面：其中有是否參與過(guò)互助養(yǎng)老及其原因、入住幸福院后養(yǎng)老質(zhì)量是否提升、以及接受幫助的意愿等，共計(jì)54個(gè)問(wèn)題。

為了提高問(wèn)卷獲取效率、確保調(diào)查結(jié)果科學(xué)有效，首先開(kāi)展了預(yù)調(diào)研，刪減無(wú)效題項(xiàng)、糾正錯(cuò)誤內(nèi)容、改進(jìn)片面選項(xiàng)。在問(wèn)卷調(diào)查實(shí)施過(guò)程中，因老年人知識(shí)水平有限和身體狀況較差的影響，采取以一對(duì)一、面對(duì)面調(diào)查為主、集中發(fā)放與代為填寫(xiě)相結(jié)合的方式獲取調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)存疑問(wèn)題當(dāng)面化解疑問(wèn)。為確保抽取樣本的全面性和代表性，此次調(diào)查對(duì)吉木薩爾縣已開(kāi)展互助養(yǎng)老的9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)均進(jìn)行了抽樣調(diào)查，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取40余戶(hù)農(nóng)村老年人（其中包括參與過(guò)互助養(yǎng)老及未參與過(guò)互助養(yǎng)老的老年人）作為調(diào)查對(duì)象進(jìn)行問(wèn)卷發(fā)放。本次調(diào)研共計(jì)發(fā)放問(wèn)卷374份，回收有效問(wèn)卷數(shù)量為337份，問(wèn)卷的有效率為90.1%。

3 吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為意愿影響因素的實(shí)證分析

對(duì)模型的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)，用Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)法（中文：霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)）對(duì)模型的擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)顯著值是0.814>0.05，顯著性水平相對(duì)較高，具有意義。Cox&Snell R方（中文：考克斯-斯奈爾R方）值為0.217，Nagelkerke R方（中文：內(nèi)戈?duì)柨芌方）值為0.323，模型擬合優(yōu)度較好，總體來(lái)看，模型預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率較高，模型擬合檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

最終模型回歸分析匯總結(jié)果顯示，17個(gè)解釋變量中，健康狀況、家庭年均收入、婚姻狀況、子女個(gè)數(shù)、子女在家時(shí)長(zhǎng)、資金支持、對(duì)互助養(yǎng)老了解程度、老年活動(dòng)次數(shù)、村民委員會(huì)對(duì)個(gè)人關(guān)心度、村民委員會(huì)否長(zhǎng)期支持互助養(yǎng)老10個(gè)變量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明對(duì)因變量具有影響，會(huì)對(duì)吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為產(chǎn)生顯著性影響。

3.1 個(gè)人特征

在個(gè)人特征中，“健康狀況”對(duì)農(nóng)村老年人是否參與互助養(yǎng)老有顯著性影響，且通過(guò)了10%顯著水平檢驗(yàn)，說(shuō)明健康狀況越好的農(nóng)村老年人越有可能參與互助養(yǎng)老。主要原因是農(nóng)村老年人大致可分為三類(lèi)，一是失能高齡老年人，二是具有自我護(hù)理能力的高齡老年人，三是具有勞動(dòng)能力的低齡老年人，在互助養(yǎng)老中，受助對(duì)象主要針對(duì)第一、二類(lèi)老人，施助者主要為第三類(lèi)老年人。在問(wèn)卷訪問(wèn)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是出于樂(lè)于助人、與人為善的志愿服務(wù)，還是出于期望獲得經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償或同等養(yǎng)老服務(wù)的有償服務(wù)，施助意愿都明顯高于受助意愿。需要受助的高齡老人或身體狀況較差的老年人，出于一定的經(jīng)濟(jì)壓力、思想負(fù)擔(dān)、對(duì)互助養(yǎng)老或其他人的不信任等因素，使其受助意愿不高，進(jìn)而影響整體參與行為。

3.2 家庭特征

在家庭特征中，家庭年均收入對(duì)農(nóng)村老年人是否參與互助養(yǎng)老具有顯著性影響，原因可能是多數(shù)老年人參與何種養(yǎng)老方式是家庭成員共同決策的結(jié)果，吉木薩爾縣互助養(yǎng)老參與行為調(diào)查結(jié)果更多表現(xiàn)為老年人自身和家人的共同意愿。從婚姻狀況來(lái)看，離異或喪偶的老年人由于缺少陪伴和照顧更傾向于參與互助養(yǎng)老。子女個(gè)數(shù)和子女在家時(shí)長(zhǎng)對(duì)互助養(yǎng)老參與行為具有顯著性影響，說(shuō)明在子女越少、在家時(shí)長(zhǎng)越短的情況下老年人越有可能參與互助養(yǎng)老。子女外出工作，在家時(shí)長(zhǎng)變短，影響到農(nóng)村老年人的生活和精神需求?！百Y金支持”對(duì)互助養(yǎng)老參與行為具有顯著性影響，說(shuō)明家庭給予資金支持的可能性越高，老年人越有可能參與互助養(yǎng)老，原因可能為農(nóng)村老年人收入大多依靠勞動(dòng)所得，雖然有屬于自己的宅基地和住房，但是隨著年齡增長(zhǎng)衣食住行很難得到基本保障。因此，家庭的資金支持成為影響老年人參與低成本互助養(yǎng)老的重要因素。

3.3 行為認(rèn)知

在認(rèn)知特征中，“對(duì)互助養(yǎng)老了解程度”對(duì)農(nóng)村老年人是否參與互助養(yǎng)老具有顯著性影響，意味著老人的政策知曉度會(huì)對(duì)互助養(yǎng)老意愿產(chǎn)生影響，通過(guò)問(wèn)卷分析及實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)政策知曉度高的老人能在充分了解互助養(yǎng)老的前提下發(fā)現(xiàn)優(yōu)勢(shì)、規(guī)避劣勢(shì)，從而產(chǎn)生正向態(tài)度，強(qiáng)化行為意向。反之，政策知曉度低的老人陷入認(rèn)知局限，難以做出判斷。

3.4 社會(huì)支持

在社會(huì)支持中，“活動(dòng)參與度”對(duì)農(nóng)村老年人是否參與互助養(yǎng)老具有顯著性影響?；顒?dòng)參與度越高的老年人越愿意參與互助養(yǎng)老，而活動(dòng)參與度較低的老人則由于認(rèn)知能力等原因難以接受新的養(yǎng)老方式。在社會(huì)支持中，政府支持對(duì)農(nóng)村老年人是否參與互助養(yǎng)老具有顯著性影響，原因是吉木薩爾縣互助養(yǎng)老發(fā)展不斷進(jìn)步，規(guī)劃制定完善，貫徹落實(shí)到位，使農(nóng)村老年人對(duì)政府充滿(mǎn)信心。

4 結(jié)論與建議

基于337份問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，本研究分析了吉木薩爾縣農(nóng)村老人互助養(yǎng)老參與行為及影響因素。調(diào)查統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果顯示，吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與行為較高，占比75.67%。二元Logistic回歸結(jié)果表明，個(gè)人特征、家庭情況、行為認(rèn)知、社會(huì)支持均不同程度地影響吉木薩爾縣農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老意愿。綜合本研究得出的結(jié)論，提出如下對(duì)策與建議。

4.1 做好宣傳工作，減少村民認(rèn)知信息差

根據(jù)習(xí)慣心理，人對(duì)熟悉的事物會(huì)不由自主、下意識(shí)地去反復(fù)接觸或者聯(lián)系，相反，因?qū)δ吧挛镎J(rèn)知不足，會(huì)具有一定抵觸心理或者躲避行為[2]。農(nóng)村相較城市而言，信息獲取渠道少、信息面窄。因?yàn)樵谡J(rèn)知中沒(méi)有出現(xiàn)過(guò)互助養(yǎng)老，所以村民無(wú)法快速接納這種新型養(yǎng)老方式[3]。因此，可以通過(guò)積極宣傳互助養(yǎng)老，并實(shí)時(shí)更新一些國(guó)家有關(guān)互助養(yǎng)老的政策文件，做到使每一個(gè)目標(biāo)群體對(duì)該養(yǎng)老模式熟知，從而讓互助養(yǎng)老工作逐步順利開(kāi)展。

4.2 注重培養(yǎng)專(zhuān)業(yè)養(yǎng)老服務(wù)人才隊(duì)伍

吉木薩爾縣大多數(shù)參與互助養(yǎng)老的老人學(xué)歷普遍不高，缺乏專(zhuān)業(yè)性基礎(chǔ)知識(shí)的培養(yǎng)與訓(xùn)練[4]。首先，參與互助養(yǎng)老的服務(wù)人員必須具備高尚的職業(yè)道德，扎實(shí)的基礎(chǔ)知識(shí)，過(guò)硬的專(zhuān)業(yè)技能和良好的心理素質(zhì)，可以通過(guò)有計(jì)劃地對(duì)低齡老人進(jìn)行專(zhuān)業(yè)培訓(xùn)，努力提高養(yǎng)老服務(wù)人員的專(zhuān)業(yè)化水平與職業(yè)化素養(yǎng)；其次，還需要建立完善的人員專(zhuān)業(yè)教育和職業(yè)培訓(xùn)體系，提高培訓(xùn)的質(zhì)量和養(yǎng)老服務(wù)的專(zhuān)業(yè)化水平；最后，制定相關(guān)崗位專(zhuān)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，實(shí)行職業(yè)資格和技術(shù)等級(jí)管理認(rèn)證制度[5]。

4.3 整合創(chuàng)新以活化組織資源，多元籌資以加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)

整合村集體閑置資源為互助養(yǎng)老創(chuàng)造互助空間和配套設(shè)施及發(fā)展適老性農(nóng)業(yè)，充分利用社會(huì)資源，推動(dòng)農(nóng)村互助養(yǎng)老可持續(xù)發(fā)展。鼓勵(lì)吸引社會(huì)多元力量參與捐贈(zèng)公共設(shè)施建設(shè)與維護(hù)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村互助養(yǎng)老設(shè)施良性運(yùn)轉(zhuǎn)[6]。依照社區(qū)總體規(guī)劃及老年人養(yǎng)老需求，采取新建、改建和擴(kuò)建相結(jié)合的方式，盤(pán)活現(xiàn)有閑置資源，也可對(duì)原有房屋設(shè)施進(jìn)行改建或升級(jí)。

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作者簡(jiǎn)介：楊栓娟（1994—），女，漢族，新疆烏魯木齊人，在讀碩士，研究方向?yàn)檗r(nóng)村社會(huì)保障;

李?；ǎ?995—），女，漢族，新疆伊犁人，碩士，研究方向?yàn)檗r(nóng)村社會(huì)保障。

通訊作者：王華麗（1972—），女，漢族，新疆烏魯木齊人，教授，博士，研究方向?yàn)樯鐣?huì)保障、行政管理等。