老年人養(yǎng)老方式選擇的影響因素研究

張丹

摘 要：本研究在CHARLS調(diào)查所獲得的微觀數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行，首先對(duì)老年人養(yǎng)老方式選擇的結(jié)果和老年人人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟(jì)狀況等方面的6個(gè)變量進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析，再通過二項(xiàng)Logistic回歸模型，將是否選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式仍是老年人的主要選擇，年齡、婚姻狀況、慢性疾病情況、經(jīng)濟(jì)狀況等因素與老年人養(yǎng)老方式的選擇存在顯著的關(guān)聯(lián)并對(duì)選擇結(jié)果產(chǎn)生影響。

關(guān)鍵詞：老齡化；養(yǎng)老方式；影響因素；二項(xiàng)Logistic回歸分析

中圖分類號(hào)：F840 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）07-0101-04

引言

養(yǎng)老是古老的社會(huì)現(xiàn)象，中國將孝敬老人作為重要的民族文化加以傳承，進(jìn)入到新時(shí)期后，受到社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化等方面的變化所帶來的影響，養(yǎng)老也逐步從社會(huì)現(xiàn)象演變成為社會(huì)問題，如何實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標(biāo)、更好地滿足老年人的養(yǎng)老需求是當(dāng)前全社會(huì)所關(guān)注的重點(diǎn)。聯(lián)合國所提供的數(shù)據(jù)表明，從2000年向2025年過渡的二十五年時(shí)間里，世界老年人數(shù)量將整體增長9%，中國的增長率要比其高出2.1個(gè)百分點(diǎn)，達(dá)到11.1%的水平，在人口老齡化增速的背景之下，中國老年人的養(yǎng)老問題日益突出[1]。隨著人口老齡化的加快，中國的家庭結(jié)構(gòu)也正在發(fā)生改變，傳統(tǒng)的大家庭向小家庭轉(zhuǎn)換，家庭成員的數(shù)目減少，空巢老年人數(shù)目增加，工業(yè)化、現(xiàn)代化給人們帶來了更大的生活壓力，子女和老人之間的地理距離拉大使得家庭在老年人照料上發(fā)揮的功能較為有限[2]。隨著社會(huì)、經(jīng)濟(jì)的變遷和發(fā)展，老年人養(yǎng)老方式的選擇也是不斷變動(dòng)的，分析老年人養(yǎng)老方式選擇的影響因素將有助于了解養(yǎng)老問題的現(xiàn)實(shí)情況，對(duì)于實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標(biāo)具有重要意義。

一、數(shù)據(jù)來源和研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)源自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查[3] （China Health and Retirement Longitudinal Study，簡稱 CHARLS）所提供的數(shù)據(jù)，該調(diào)查覆蓋了全國 150 個(gè)縣、區(qū)中的 450 個(gè)村、居，對(duì)10 257 戶家庭的 17 708位個(gè)人進(jìn)行了訪問，在對(duì)縣市、村居、家戶和個(gè)人進(jìn)行多層次抽樣的基礎(chǔ)上，通過問卷和訪談的方式收集數(shù)據(jù)，經(jīng)評(píng)估表明該數(shù)據(jù)在信度和效度上較好，基本代表了中國的中老年人群。本研究從CHARLS微觀數(shù)據(jù)中選取了60歲以上的老年人樣本4 072個(gè)，對(duì)老年人養(yǎng)老方式選擇的影響因素進(jìn)行分析探討。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.研究方法

本研究采取描述性分析和二項(xiàng)Logistic回歸分析相結(jié)合的統(tǒng)計(jì)方法，利用Excel 2007軟件建立起數(shù)據(jù)庫，并通過SPSS 20.0軟件進(jìn)行二項(xiàng)Logistic回歸分析。

（1）描述性分析

描述性分析將描述變量的分布狀況，利用卡方檢驗(yàn)對(duì)老年人養(yǎng)老方式的選擇與老年人在性別、婚姻、地區(qū)、年齡、慢性疾病情況、經(jīng)濟(jì)自評(píng)等方面進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。通過SPSS 20.0軟件計(jì)算卡方統(tǒng)計(jì)量及其對(duì)應(yīng)的P值，在給定的顯著性水平下，判斷變量之間是否相互關(guān)聯(lián)（見下頁表1）。

（2）二項(xiàng)Logistic回歸模型分析

在描述性分析的基礎(chǔ)上，將自變量轉(zhuǎn)化為虛擬變量，把養(yǎng)老方式的選擇結(jié)果轉(zhuǎn)化為二分變量，即“機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”和“非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”兩種，并將“機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為1，將“非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為0，通過SPSS 20.0軟件建立起二項(xiàng)Logistic回歸模型，進(jìn)行進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)分析。所構(gòu)造的二項(xiàng)Logistic回歸模型方程為：

ln

=β0+βixi

在方程中pi是被解釋量yi取值為1時(shí)的概率，由于yi是取值為0和1的離散隨機(jī)變量，所以1-pi 是yi取值為0時(shí)的概率，可以視為yi取值為1時(shí)的發(fā)生比，通過Logit變換，建立起Logistic回歸模型。當(dāng)其余的解釋變量不發(fā)生改變時(shí)，解釋變量xi每增加一個(gè)單位，將引起ln

改變?chǔ)耰個(gè)單位。發(fā)生比可以很好地闡述解釋變量對(duì)被解釋變量所產(chǎn)生的影響，在其他解釋變量保持不變的前提下，xi每增加一個(gè)單位將導(dǎo)致發(fā)生比變?yōu)樵瓉淼陌l(fā)生比的exp（βi）倍。

2.研究理論假設(shè)

基于上述研究設(shè)計(jì)，本研究提出以下理論假設(shè)：假設(shè)一，相較于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式而言，非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式是老年人的主要選擇，傳統(tǒng)的子女照顧型的養(yǎng)老方式在一定程度上有所弱化。假設(shè)二，老年人養(yǎng)老方式的選擇與老年人的人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟(jì)狀況等方面的因素存在關(guān)聯(lián)，這些因素對(duì)老年人養(yǎng)老方式的選擇產(chǎn)生影響。

二、統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

（一）描述性分析結(jié)果

1.養(yǎng)老方式的選擇頻數(shù)分布

調(diào)查中將老年人的養(yǎng)老方式選擇劃分為五種類型：老年人與子女共同居住、與子女在同一社區(qū)分開居住、與子女在不同社區(qū)分開居住、入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)和其他。從照顧的角度看，可將其理解為子女照顧型、子女為主自我為輔的照顧型、自我為主子女為輔的照顧型、社會(huì)為主自我為輔的照顧型以及其他。數(shù)據(jù)分析表明，老年人對(duì)子女照顧型的選擇處于首位，49.7%的老年人認(rèn)為與子女共同居住是最為理想的養(yǎng)老方式；對(duì)于子女—自我照顧型的選擇處于第二位，41.5%的老年人選擇與子女在同一社區(qū)中分開居?。粚?duì)于自我—子女照顧型的選擇處于第三位，5%的老年人選擇與子女居住于不同的社區(qū)；對(duì)于社會(huì)—自我照顧型的選擇處于第四位，2.5%的老年人選擇入住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)作為理想的養(yǎng)老方式；其他類型的選擇比重為1.2%。從機(jī)構(gòu)與非機(jī)構(gòu)的角度來看，可將子女照顧型（與子女同住）、子女—自我照顧型（同一社區(qū)，分開居?。?、自我—子女照顧型（不同社區(qū)，分開居?。┮约捌渌愋蜌w為非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，將社會(huì)—自我照顧型（入住養(yǎng)老院）歸為機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式。在這一劃分標(biāo)準(zhǔn)下，選擇非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的老年人共計(jì)3 969位，占樣本比重的97.5%，選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的老年人共計(jì)103位，占樣本比重的2.5%。endprint

2.養(yǎng)老方式的選擇與變量間的關(guān)聯(lián)分析

通過卡方檢驗(yàn)對(duì)老年人養(yǎng)老方式的選擇與其在人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟(jì)狀況幾個(gè)方面的變量進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析：首先，老年人養(yǎng)老方式的選擇與人口特質(zhì)變量的關(guān)聯(lián)分析。從性別來看，樣本中男性比重為65.5%，女性比重為34.5%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果未通過卡方檢驗(yàn)（χ2=0.101，P=0.412），表明性別與養(yǎng)老方式的選擇之間無顯著關(guān)聯(lián)。從年齡來看，樣本中60～70歲（含60）的老年人比重為60.4%，70～80歲（含70）的老年人比重為31.2%，80～90歲（含80）的老年人比重為7.7%，90歲及以上的老年人比重為0.7%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=14.407，P=0.002），表明年齡與養(yǎng)老方式的選擇之間顯著相關(guān)。從婚姻狀況來看，樣本中已婚的老年人比重為64.4%，分居的老年人比重為4.4%，離異的老年人比重為1%，喪偶的老年人比重為28.8%，未婚的老年人比重為1.4%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2值為14.692，P=0.005），表明婚姻狀況與養(yǎng)老方式的選擇之間顯著相關(guān)。從地區(qū)來看，樣本中農(nóng)村的老年人比重為76.2%，城鎮(zhèn)的老年人比重為23.8%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果未通過卡方檢驗(yàn)（χ2=1.081，P=0.177），表明地區(qū)與養(yǎng)老方式的選擇之間并無顯著關(guān)聯(lián)。其次，老年人養(yǎng)老方式的選擇與健康狀況變量的關(guān)聯(lián)分析。從老年人的健康狀況來看，樣本中無慢性疾病的老年人比重為25.9%，患1～2種慢性疾病的老年人比重為50.3%，患3～4種慢性疾病的老年人比重為19%，患5種及以上慢性疾病的老年人比重為4.8%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=13.626，P=0.003），表明慢性疾病情況與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關(guān)聯(lián)。最后，老年人養(yǎng)老方式的選擇與經(jīng)濟(jì)狀況變量的關(guān)聯(lián)分析。從經(jīng)濟(jì)狀況來看，樣本中自評(píng)為非常高的老年人比重為0.3%，自評(píng)為偏上的老年人比重為3.4%，自評(píng)為中等的老年人比重為52.8%，自評(píng)為偏下的老年人比重為30.1%，自評(píng)為貧困的老年人比重為13.4%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=

15.064，P=0.005），表明經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關(guān)聯(lián)。綜上所述，老年人在年齡、婚姻、健康、經(jīng)濟(jì)上的因素差異與其養(yǎng)老方式的選擇之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

（二）二項(xiàng)Logistic回歸模型分析結(jié)果

關(guān)聯(lián)分析證明了老年人在養(yǎng)老方式的選擇上受到諸多因素的影響，彼此間存在著相互依存的關(guān)系，為了進(jìn)一步探究解釋變量對(duì)于被解釋變量的影響，將在關(guān)聯(lián)分析的基礎(chǔ)上，通過二項(xiàng)Logistic回歸模型對(duì)于被解釋變量進(jìn)行回歸分析。本研究將“機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為1，“非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為0，作為被解釋變量引入模型。將人口特質(zhì)類變量（性別、婚姻、地區(qū)、年齡）、健康狀況類變量（慢性疾病情況）以及經(jīng)濟(jì)狀況類變量（經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)）轉(zhuǎn)化為虛擬變量，作為解釋變量引入模型。在二項(xiàng)Logistic回歸模型中，所選取的參照組為：性別（男性）、婚姻（已婚）、地區(qū)（農(nóng)村）、年齡（60～70歲，含60）、慢性疾病情況（無慢性疾病）、經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)（非常高）。通過SPSS 20.0軟件，采用Forward LR的形式將解釋變量加入到模型中，結(jié)果表明：在模型一中加入人口特質(zhì)類的變量（性別、婚姻、地區(qū)、年齡）后，進(jìn)入模型的變量有婚姻狀況（未婚）、年齡（70～80歲，含70）、年齡（80～90歲，含80）；在模型二中繼續(xù)加入健康狀況類的變量（慢性疾病情況）后，進(jìn)入模型的變量有慢性疾?。?種及以上）；在模型三中繼續(xù)加入經(jīng)濟(jì)狀況類的變量（經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)）后，進(jìn)入模型的變量有經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)（貧困）。

將所有解釋變量加入二項(xiàng)Logistic回歸模型后的分析結(jié)果表明：首先，人口特質(zhì)方面。養(yǎng)老方式的選擇和年齡呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相較于60～70歲（含60）年齡段的老年人，70～80歲（含70）年齡段的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是其0.498倍，80～90歲（含80）年齡段的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是其0.193倍。未婚狀態(tài)的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是已婚老年人的3.410倍。其次，健康狀況方面?；加?種及以上的慢性病的老年人更傾向選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是無慢性疾病的老年人的2.659倍。最后，經(jīng)濟(jì)狀況方面。經(jīng)濟(jì)自評(píng)為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是自評(píng)為非常高的老年人的2.229倍。

小結(jié)

通過描述性分析和二項(xiàng)Logistic回歸模型分析，本研究所提出的假設(shè)得到了較好的支持，得出以下結(jié)論：第一，相較于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式而言，非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式依然是老年人的主要選擇。第二，受社會(huì)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的影響，完全依靠子女照顧的養(yǎng)老方式呈現(xiàn)出弱化的趨勢(shì)，子女照顧和機(jī)構(gòu)照顧之間的空缺為社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的發(fā)展提供了空間。第三，老年人在年齡、婚姻狀況、慢性疾病情況、經(jīng)濟(jì)狀況上的差異與養(yǎng)老方式的選擇有顯著關(guān)聯(lián)。處于70～90歲年齡段的老年人更傾向于選擇非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，處于未婚狀態(tài)的老年人、患有5種及以上慢性疾病的老年人、經(jīng)濟(jì)狀況較為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式。

結(jié)合日益嚴(yán)峻的養(yǎng)老問題來看，本研究為實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標(biāo)提供了以下啟示：第一，應(yīng)維護(hù)家庭的養(yǎng)老功能，鞏固傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老方式。本研究中有近半數(shù)的老年人認(rèn)為與子女共同居住是最為理想的養(yǎng)老方式，可見家庭作為養(yǎng)老的載體依然起著重要的作用。政府部門可制定相應(yīng)的扶持政策，為家庭贍養(yǎng)老人提供更多的便利條件，如給予履行贍養(yǎng)義務(wù)的子女在稅收上的減免、對(duì)孝敬老人的子女進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)和表彰等，并對(duì)不履行贍養(yǎng)義務(wù)、損害老年人權(quán)益的行為進(jìn)行嚴(yán)厲打擊，鞏固和維護(hù)敬老愛老的優(yōu)良傳統(tǒng)。第二，應(yīng)大力發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)，為家庭養(yǎng)老提供有益補(bǔ)充。隨著社會(huì)、經(jīng)濟(jì)的變遷與發(fā)展，越來越多的老年人無法和子女居住在一起，基于此，社區(qū)在滿足老年人的養(yǎng)老需求上就有了更大的發(fā)展空間，通過社區(qū)開展養(yǎng)老服務(wù)，為老年人的生活提供更多的便捷，是解決家庭養(yǎng)老人力資源不足，實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)目標(biāo)的重要途徑。第三，應(yīng)完善機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)，發(fā)揮養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的基本功能。本研究的結(jié)論表明，未婚、身體條件較差或較為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，這在一定程度上體現(xiàn)出了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)對(duì)于這一部分弱勢(shì)老年人群體的重要性，不斷完善機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)，將有助于更好地滿足老年弱勢(shì)群體的養(yǎng)老需求，實(shí)現(xiàn)社會(huì)的公平正義。

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[責(zé)任編輯 陳麗敏]endprint

2.養(yǎng)老方式的選擇與變量間的關(guān)聯(lián)分析

通過卡方檢驗(yàn)對(duì)老年人養(yǎng)老方式的選擇與其在人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟(jì)狀況幾個(gè)方面的變量進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析：首先，老年人養(yǎng)老方式的選擇與人口特質(zhì)變量的關(guān)聯(lián)分析。從性別來看，樣本中男性比重為65.5%，女性比重為34.5%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果未通過卡方檢驗(yàn)（χ2=0.101，P=0.412），表明性別與養(yǎng)老方式的選擇之間無顯著關(guān)聯(lián)。從年齡來看，樣本中60～70歲（含60）的老年人比重為60.4%，70～80歲（含70）的老年人比重為31.2%，80～90歲（含80）的老年人比重為7.7%，90歲及以上的老年人比重為0.7%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=14.407，P=0.002），表明年齡與養(yǎng)老方式的選擇之間顯著相關(guān)。從婚姻狀況來看，樣本中已婚的老年人比重為64.4%，分居的老年人比重為4.4%，離異的老年人比重為1%，喪偶的老年人比重為28.8%，未婚的老年人比重為1.4%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2值為14.692，P=0.005），表明婚姻狀況與養(yǎng)老方式的選擇之間顯著相關(guān)。從地區(qū)來看，樣本中農(nóng)村的老年人比重為76.2%，城鎮(zhèn)的老年人比重為23.8%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果未通過卡方檢驗(yàn)（χ2=1.081，P=0.177），表明地區(qū)與養(yǎng)老方式的選擇之間并無顯著關(guān)聯(lián)。其次，老年人養(yǎng)老方式的選擇與健康狀況變量的關(guān)聯(lián)分析。從老年人的健康狀況來看，樣本中無慢性疾病的老年人比重為25.9%，患1～2種慢性疾病的老年人比重為50.3%，患3～4種慢性疾病的老年人比重為19%，患5種及以上慢性疾病的老年人比重為4.8%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=13.626，P=0.003），表明慢性疾病情況與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關(guān)聯(lián)。最后，老年人養(yǎng)老方式的選擇與經(jīng)濟(jì)狀況變量的關(guān)聯(lián)分析。從經(jīng)濟(jì)狀況來看，樣本中自評(píng)為非常高的老年人比重為0.3%，自評(píng)為偏上的老年人比重為3.4%，自評(píng)為中等的老年人比重為52.8%，自評(píng)為偏下的老年人比重為30.1%，自評(píng)為貧困的老年人比重為13.4%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=

15.064，P=0.005），表明經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關(guān)聯(lián)。綜上所述，老年人在年齡、婚姻、健康、經(jīng)濟(jì)上的因素差異與其養(yǎng)老方式的選擇之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

（二）二項(xiàng)Logistic回歸模型分析結(jié)果

關(guān)聯(lián)分析證明了老年人在養(yǎng)老方式的選擇上受到諸多因素的影響，彼此間存在著相互依存的關(guān)系，為了進(jìn)一步探究解釋變量對(duì)于被解釋變量的影響，將在關(guān)聯(lián)分析的基礎(chǔ)上，通過二項(xiàng)Logistic回歸模型對(duì)于被解釋變量進(jìn)行回歸分析。本研究將“機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為1，“非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為0，作為被解釋變量引入模型。將人口特質(zhì)類變量（性別、婚姻、地區(qū)、年齡）、健康狀況類變量（慢性疾病情況）以及經(jīng)濟(jì)狀況類變量（經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)）轉(zhuǎn)化為虛擬變量，作為解釋變量引入模型。在二項(xiàng)Logistic回歸模型中，所選取的參照組為：性別（男性）、婚姻（已婚）、地區(qū)（農(nóng)村）、年齡（60～70歲，含60）、慢性疾病情況（無慢性疾病）、經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)（非常高）。通過SPSS 20.0軟件，采用Forward LR的形式將解釋變量加入到模型中，結(jié)果表明：在模型一中加入人口特質(zhì)類的變量（性別、婚姻、地區(qū)、年齡）后，進(jìn)入模型的變量有婚姻狀況（未婚）、年齡（70～80歲，含70）、年齡（80～90歲，含80）；在模型二中繼續(xù)加入健康狀況類的變量（慢性疾病情況）后，進(jìn)入模型的變量有慢性疾病（5種及以上）；在模型三中繼續(xù)加入經(jīng)濟(jì)狀況類的變量（經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)）后，進(jìn)入模型的變量有經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)（貧困）。

將所有解釋變量加入二項(xiàng)Logistic回歸模型后的分析結(jié)果表明：首先，人口特質(zhì)方面。養(yǎng)老方式的選擇和年齡呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相較于60～70歲（含60）年齡段的老年人，70～80歲（含70）年齡段的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是其0.498倍，80～90歲（含80）年齡段的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是其0.193倍。未婚狀態(tài)的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是已婚老年人的3.410倍。其次，健康狀況方面?；加?種及以上的慢性病的老年人更傾向選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是無慢性疾病的老年人的2.659倍。最后，經(jīng)濟(jì)狀況方面。經(jīng)濟(jì)自評(píng)為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是自評(píng)為非常高的老年人的2.229倍。

小結(jié)

通過描述性分析和二項(xiàng)Logistic回歸模型分析，本研究所提出的假設(shè)得到了較好的支持，得出以下結(jié)論：第一，相較于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式而言，非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式依然是老年人的主要選擇。第二，受社會(huì)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的影響，完全依靠子女照顧的養(yǎng)老方式呈現(xiàn)出弱化的趨勢(shì)，子女照顧和機(jī)構(gòu)照顧之間的空缺為社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的發(fā)展提供了空間。第三，老年人在年齡、婚姻狀況、慢性疾病情況、經(jīng)濟(jì)狀況上的差異與養(yǎng)老方式的選擇有顯著關(guān)聯(lián)。處于70～90歲年齡段的老年人更傾向于選擇非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，處于未婚狀態(tài)的老年人、患有5種及以上慢性疾病的老年人、經(jīng)濟(jì)狀況較為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式。

結(jié)合日益嚴(yán)峻的養(yǎng)老問題來看，本研究為實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標(biāo)提供了以下啟示：第一，應(yīng)維護(hù)家庭的養(yǎng)老功能，鞏固傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老方式。本研究中有近半數(shù)的老年人認(rèn)為與子女共同居住是最為理想的養(yǎng)老方式，可見家庭作為養(yǎng)老的載體依然起著重要的作用。政府部門可制定相應(yīng)的扶持政策，為家庭贍養(yǎng)老人提供更多的便利條件，如給予履行贍養(yǎng)義務(wù)的子女在稅收上的減免、對(duì)孝敬老人的子女進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)和表彰等，并對(duì)不履行贍養(yǎng)義務(wù)、損害老年人權(quán)益的行為進(jìn)行嚴(yán)厲打擊，鞏固和維護(hù)敬老愛老的優(yōu)良傳統(tǒng)。第二，應(yīng)大力發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)，為家庭養(yǎng)老提供有益補(bǔ)充。隨著社會(huì)、經(jīng)濟(jì)的變遷與發(fā)展，越來越多的老年人無法和子女居住在一起，基于此，社區(qū)在滿足老年人的養(yǎng)老需求上就有了更大的發(fā)展空間，通過社區(qū)開展養(yǎng)老服務(wù)，為老年人的生活提供更多的便捷，是解決家庭養(yǎng)老人力資源不足，實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)目標(biāo)的重要途徑。第三，應(yīng)完善機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)，發(fā)揮養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的基本功能。本研究的結(jié)論表明，未婚、身體條件較差或較為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，這在一定程度上體現(xiàn)出了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)對(duì)于這一部分弱勢(shì)老年人群體的重要性，不斷完善機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)，將有助于更好地滿足老年弱勢(shì)群體的養(yǎng)老需求，實(shí)現(xiàn)社會(huì)的公平正義。

參考文獻(xiàn)：

[1] 王石泉.中國老年社會(huì)保障制度與服務(wù)體系的重建[M].上海：上海社會(huì)科學(xué)院出版社，2008：169.

[2] 魏彥彥.中國特色養(yǎng)老模式研究[M].北京：中國社會(huì)出版社，2011：2.

[3] Yaohui Zhao；John Strauss；Gonghuan Yang；John Giles；Peifeng （Perry） Hu；Yisong Hu；Xiaoyan Lei；Albert Park；James P.Smith；Yafeng

Wang （2013）.China Health and Retirement Longitudinal Study，2011-2012 National Baseline Users Guide，National School of

Development，Peking University.

[4] 郭愛姝，張戌凡.城鄉(xiāng)空巢老年人的生存狀態(tài)與社會(huì)保障研究[M].廣州：中山大學(xué)出版社，2011：104.

[責(zé)任編輯 陳麗敏]endprint

2.養(yǎng)老方式的選擇與變量間的關(guān)聯(lián)分析

通過卡方檢驗(yàn)對(duì)老年人養(yǎng)老方式的選擇與其在人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟(jì)狀況幾個(gè)方面的變量進(jìn)行關(guān)聯(lián)分析：首先，老年人養(yǎng)老方式的選擇與人口特質(zhì)變量的關(guān)聯(lián)分析。從性別來看，樣本中男性比重為65.5%，女性比重為34.5%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果未通過卡方檢驗(yàn)（χ2=0.101，P=0.412），表明性別與養(yǎng)老方式的選擇之間無顯著關(guān)聯(lián)。從年齡來看，樣本中60～70歲（含60）的老年人比重為60.4%，70～80歲（含70）的老年人比重為31.2%，80～90歲（含80）的老年人比重為7.7%，90歲及以上的老年人比重為0.7%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=14.407，P=0.002），表明年齡與養(yǎng)老方式的選擇之間顯著相關(guān)。從婚姻狀況來看，樣本中已婚的老年人比重為64.4%，分居的老年人比重為4.4%，離異的老年人比重為1%，喪偶的老年人比重為28.8%，未婚的老年人比重為1.4%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2值為14.692，P=0.005），表明婚姻狀況與養(yǎng)老方式的選擇之間顯著相關(guān)。從地區(qū)來看，樣本中農(nóng)村的老年人比重為76.2%，城鎮(zhèn)的老年人比重為23.8%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果未通過卡方檢驗(yàn)（χ2=1.081，P=0.177），表明地區(qū)與養(yǎng)老方式的選擇之間并無顯著關(guān)聯(lián)。其次，老年人養(yǎng)老方式的選擇與健康狀況變量的關(guān)聯(lián)分析。從老年人的健康狀況來看，樣本中無慢性疾病的老年人比重為25.9%，患1～2種慢性疾病的老年人比重為50.3%，患3～4種慢性疾病的老年人比重為19%，患5種及以上慢性疾病的老年人比重為4.8%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=13.626，P=0.003），表明慢性疾病情況與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關(guān)聯(lián)。最后，老年人養(yǎng)老方式的選擇與經(jīng)濟(jì)狀況變量的關(guān)聯(lián)分析。從經(jīng)濟(jì)狀況來看，樣本中自評(píng)為非常高的老年人比重為0.3%，自評(píng)為偏上的老年人比重為3.4%，自評(píng)為中等的老年人比重為52.8%，自評(píng)為偏下的老年人比重為30.1%，自評(píng)為貧困的老年人比重為13.4%。統(tǒng)計(jì)結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗(yàn)（χ2=

15.064，P=0.005），表明經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關(guān)聯(lián)。綜上所述，老年人在年齡、婚姻、健康、經(jīng)濟(jì)上的因素差異與其養(yǎng)老方式的選擇之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

（二）二項(xiàng)Logistic回歸模型分析結(jié)果

關(guān)聯(lián)分析證明了老年人在養(yǎng)老方式的選擇上受到諸多因素的影響，彼此間存在著相互依存的關(guān)系，為了進(jìn)一步探究解釋變量對(duì)于被解釋變量的影響，將在關(guān)聯(lián)分析的基礎(chǔ)上，通過二項(xiàng)Logistic回歸模型對(duì)于被解釋變量進(jìn)行回歸分析。本研究將“機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為1，“非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式”賦值為0，作為被解釋變量引入模型。將人口特質(zhì)類變量（性別、婚姻、地區(qū)、年齡）、健康狀況類變量（慢性疾病情況）以及經(jīng)濟(jì)狀況類變量（經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)）轉(zhuǎn)化為虛擬變量，作為解釋變量引入模型。在二項(xiàng)Logistic回歸模型中，所選取的參照組為：性別（男性）、婚姻（已婚）、地區(qū)（農(nóng)村）、年齡（60～70歲，含60）、慢性疾病情況（無慢性疾病）、經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)（非常高）。通過SPSS 20.0軟件，采用Forward LR的形式將解釋變量加入到模型中，結(jié)果表明：在模型一中加入人口特質(zhì)類的變量（性別、婚姻、地區(qū)、年齡）后，進(jìn)入模型的變量有婚姻狀況（未婚）、年齡（70～80歲，含70）、年齡（80～90歲，含80）；在模型二中繼續(xù)加入健康狀況類的變量（慢性疾病情況）后，進(jìn)入模型的變量有慢性疾?。?種及以上）；在模型三中繼續(xù)加入經(jīng)濟(jì)狀況類的變量（經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)）后，進(jìn)入模型的變量有經(jīng)濟(jì)狀況自評(píng)（貧困）。

將所有解釋變量加入二項(xiàng)Logistic回歸模型后的分析結(jié)果表明：首先，人口特質(zhì)方面。養(yǎng)老方式的選擇和年齡呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相較于60～70歲（含60）年齡段的老年人，70～80歲（含70）年齡段的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是其0.498倍，80～90歲（含80）年齡段的老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是其0.193倍。未婚狀態(tài)的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是已婚老年人的3.410倍。其次，健康狀況方面?；加?種及以上的慢性病的老年人更傾向選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是無慢性疾病的老年人的2.659倍。最后，經(jīng)濟(jì)狀況方面。經(jīng)濟(jì)自評(píng)為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，其選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式的發(fā)生比是自評(píng)為非常高的老年人的2.229倍。

小結(jié)

通過描述性分析和二項(xiàng)Logistic回歸模型分析，本研究所提出的假設(shè)得到了較好的支持，得出以下結(jié)論：第一，相較于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式而言，非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式依然是老年人的主要選擇。第二，受社會(huì)、經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的影響，完全依靠子女照顧的養(yǎng)老方式呈現(xiàn)出弱化的趨勢(shì)，子女照顧和機(jī)構(gòu)照顧之間的空缺為社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的發(fā)展提供了空間。第三，老年人在年齡、婚姻狀況、慢性疾病情況、經(jīng)濟(jì)狀況上的差異與養(yǎng)老方式的選擇有顯著關(guān)聯(lián)。處于70～90歲年齡段的老年人更傾向于選擇非機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，處于未婚狀態(tài)的老年人、患有5種及以上慢性疾病的老年人、經(jīng)濟(jì)狀況較為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式。

結(jié)合日益嚴(yán)峻的養(yǎng)老問題來看，本研究為實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標(biāo)提供了以下啟示：第一，應(yīng)維護(hù)家庭的養(yǎng)老功能，鞏固傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老方式。本研究中有近半數(shù)的老年人認(rèn)為與子女共同居住是最為理想的養(yǎng)老方式，可見家庭作為養(yǎng)老的載體依然起著重要的作用。政府部門可制定相應(yīng)的扶持政策，為家庭贍養(yǎng)老人提供更多的便利條件，如給予履行贍養(yǎng)義務(wù)的子女在稅收上的減免、對(duì)孝敬老人的子女進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)和表彰等，并對(duì)不履行贍養(yǎng)義務(wù)、損害老年人權(quán)益的行為進(jìn)行嚴(yán)厲打擊，鞏固和維護(hù)敬老愛老的優(yōu)良傳統(tǒng)。第二，應(yīng)大力發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)，為家庭養(yǎng)老提供有益補(bǔ)充。隨著社會(huì)、經(jīng)濟(jì)的變遷與發(fā)展，越來越多的老年人無法和子女居住在一起，基于此，社區(qū)在滿足老年人的養(yǎng)老需求上就有了更大的發(fā)展空間，通過社區(qū)開展養(yǎng)老服務(wù)，為老年人的生活提供更多的便捷，是解決家庭養(yǎng)老人力資源不足，實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)目標(biāo)的重要途徑。第三，應(yīng)完善機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)，發(fā)揮養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的基本功能。本研究的結(jié)論表明，未婚、身體條件較差或較為貧困的老年人更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老方式，這在一定程度上體現(xiàn)出了養(yǎng)老機(jī)構(gòu)對(duì)于這一部分弱勢(shì)老年人群體的重要性，不斷完善機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)，將有助于更好地滿足老年弱勢(shì)群體的養(yǎng)老需求，實(shí)現(xiàn)社會(huì)的公平正義。

參考文獻(xiàn)：

[1] 王石泉.中國老年社會(huì)保障制度與服務(wù)體系的重建[M].上海：上海社會(huì)科學(xué)院出版社，2008：169.

[2] 魏彥彥.中國特色養(yǎng)老模式研究[M].北京：中國社會(huì)出版社，2011：2.

[3] Yaohui Zhao；John Strauss；Gonghuan Yang；John Giles；Peifeng （Perry） Hu；Yisong Hu；Xiaoyan Lei；Albert Park；James P.Smith；Yafeng

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Development，Peking University.

[4] 郭愛姝，張戌凡.城鄉(xiāng)空巢老年人的生存狀態(tài)與社會(huì)保障研究[M].廣州：中山大學(xué)出版社，2011：104.

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