估計(jì)穩(wěn)健回歸的貧困地區(qū)空巢老人養(yǎng)老意愿及其影響因素

王雪菀 楊立敏 亞西爾?阿不力克木

摘要： 從空巢老人微觀主體出發(fā)，基于2019年貧困地區(qū)（河南省T縣）的調(diào)研數(shù)據(jù)，以Anderson行為模型為指導(dǎo)，構(gòu)建了空巢老人養(yǎng)老意愿的影響因素理論模型，并針對(duì)影響因素進(jìn)行了M估計(jì)穩(wěn)健回歸分析。研究顯示：（1）空巢老人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的意愿普遍較高，占53.59%;（2）影響空巢老人養(yǎng)老意愿的極顯著因素有7種，其中年齡、文化程度、養(yǎng)老收入、社會(huì)救濟(jì)金額會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿有極顯著的正向影響，性別、自評(píng)健康、收入來源穩(wěn)定程度會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，其中傾向性因素對(duì)養(yǎng)老意愿的影響最大;（3）社區(qū)養(yǎng)老未普及地區(qū)“高齡、身患疾病、低收入”等特征的女性空巢老人更愿意選擇“跟隨子女同住”或“居家養(yǎng)老（獨(dú)居或與配偶同?。?（4）社區(qū)養(yǎng)老資源較完備地區(qū)“健康、子女少、高收入”的空巢老人更傾向于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老;（5）五保戶空巢老人更傾向于選擇正式養(yǎng)老機(jī)構(gòu)。結(jié)果表明，以河南省T縣為例的貧困地區(qū)空巢老年人具有“低齡、低學(xué)歷、子女少”的特征且以五保戶居多，這類群體更向往在正式機(jī)構(gòu)中安度晚年。

關(guān)鍵詞： 養(yǎng)老意愿;影響因素;空巢老人;M估計(jì);Anderson行為模型

中圖分類號(hào)： F323.89? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號(hào)：1002-1302（2020）05-0040-05

一直以來，“三農(nóng)問題”都被認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)小康社會(huì)目標(biāo)的短板，而農(nóng)村空巢老人的養(yǎng)老問題愈來愈突出。2019年中央一號(hào)文件指出，到2020年，農(nóng)民人均收入比2010年翻一番，這是全面建成小康社會(huì)的硬指標(biāo)，對(duì)于農(nóng)村家庭來說，農(nóng)業(yè)收入是家庭的主要來源，在土地帶來的收入無法滿足家庭基本生活狀況的情況下，家庭就會(huì)陷入貧困的狀態(tài);而隨著城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程的推動(dòng)，很多青壯年勞動(dòng)力都選擇到城市發(fā)展，農(nóng)村中大多數(shù)是老弱婦孺，變成了“空心村”，老人在失去勞動(dòng)力的同時(shí)在養(yǎng)老方面失去了人力的保障;農(nóng)村養(yǎng)老主要存在以下具體問題：家庭“空巢化”，養(yǎng)兒防老已成為過去式;勞動(dòng)力老齡化，依靠土地作為收入來源實(shí)屬不易;社會(huì)養(yǎng)老保障水平不高，僅僅依靠制度獲得生活保障較為困難;農(nóng)村的空巢老人在經(jīng)濟(jì)收入來源、日常生活照料、精神慰藉方面都面臨困境。面對(duì)這些日益嚴(yán)峻的問題，就需要開展相關(guān)的研究和調(diào)查分析來解決這些問題。

空巢老人養(yǎng)老問題是近期經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)等學(xué)科關(guān)注并研究的重要領(lǐng)域。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)該問題的研究主要集中在養(yǎng)老模式、養(yǎng)老保障、養(yǎng)老方式、影響因素、滿意度、制度選擇與設(shè)計(jì)等方面。郝亞亞等對(duì)空巢老人養(yǎng)老的意愿選擇、養(yǎng)老服務(wù)需求、養(yǎng)老保障、代際支持狀況及影響因素等問題進(jìn)行了比較深入的研究，取得了一些重要的成果[1-5]。本研究以農(nóng)戶養(yǎng)老需求的特點(diǎn)及其影響因素為前提，以貧困地區(qū)空巢老人為研究對(duì)象進(jìn)行了分析，以期為完善空巢老人養(yǎng)老保障政策提供借鑒。

1 調(diào)查設(shè)計(jì)與實(shí)施

1.1 調(diào)查對(duì)象與方法

本研究樣本的選取主要基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地理位置差異的綜合考量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高的南部（河南省T縣城郊鄉(xiāng)）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低的西部（河南省T縣平氏鎮(zhèn)）及發(fā)展較均衡的東部（河南省T縣固縣鎮(zhèn)），調(diào)查地點(diǎn)分布見表1。這樣就兼顧了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地域差異，增大了樣本的覆蓋面。在進(jìn)行調(diào)查時(shí)，以分層隨機(jī)抽樣方式進(jìn)行，有利于全面研究河南省T縣空巢老人養(yǎng)老意愿的影響因素。調(diào)查以面對(duì)面訪談的形式進(jìn)行問卷調(diào)查（溝通有障礙的老人均通過旁人描述來記錄），調(diào)查內(nèi)容主要包括空巢老人的社會(huì)人口學(xué)特征、社會(huì)支持、健康狀況及其養(yǎng)老意愿等。

1.2 理論框架（Andersen行為模型）

本研究以美國(guó)學(xué)者Andersen提出的行為模型為基礎(chǔ)，探索構(gòu)建并分析老年人養(yǎng)老意愿影響因素的理論框架，該模型廣泛應(yīng)用于個(gè)體對(duì)于結(jié)局變量的行為意愿，可依據(jù)其影響因素進(jìn)行分類指導(dǎo)。該框架將行為影響因素分為傾向性因素（predisposing characteristics）、使能因素（enabling resources）和需求性因素（demand）3類[6]。本研究根據(jù)對(duì)結(jié)局行為的作用方式特點(diǎn)，修正了原有的3類因素，并構(gòu)建養(yǎng)老意愿影響因素理論框架（圖1）。

1.3 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析

根據(jù)河南省T縣306名空巢老人調(diào)研數(shù)據(jù)，以Anderson行為理論框架為依據(jù)，選擇空巢老人養(yǎng)老意愿作為因變量（Y），自變量主要選擇傾向性因素，包括性別、年齡、文化程度、農(nóng)戶屬性;使能因素，包括子女?dāng)?shù)、年養(yǎng)老收入、特困人員救助、社會(huì)救助金額;需求性因素，包括自評(píng)健康程度、社區(qū)資源滿足度、自理程度、收入來源穩(wěn)定程度、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老支付能力。共計(jì)3大類、13個(gè)自變量（表2）。

通過描述性統(tǒng)計(jì)可知，數(shù)據(jù)中并沒有異常值，數(shù)據(jù)值均在平均值的3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)波動(dòng)，在傾向性因素中男性占多數(shù)，其中年齡為71～75歲且文化程度為小學(xué)的老人偏多，且多數(shù)老人屬于低保戶;使能因素中，被調(diào)查空巢老人平均擁有2個(gè)子女、年養(yǎng)老收入為6 001～8 000元、有特困人員救助且社會(huì)救濟(jì)金額為300～499元。而需求性因素中，變量均值在自評(píng)健康“一般”、基本滿足社區(qū)資源、生活起居基本能夠自理、收入來源比較穩(wěn)定、可承擔(dān)601～700元的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)費(fèi)用等變量上較為集中。預(yù)測(cè)方向中，年齡、文化程度、農(nóng)戶屬性、養(yǎng)老收入（年）、社會(huì)救濟(jì)金額、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老支付能力被預(yù)測(cè)為正方向，這與通常年齡偏大的農(nóng)戶相對(duì)不愿意接受新事物的心理狀態(tài)、文化程度越高的農(nóng)戶相應(yīng)的接受新鮮事物的能力等依據(jù)有關(guān)。

2 模型構(gòu)建與結(jié)果分析

2.1 模型構(gòu)建

貧困地區(qū)空巢老人養(yǎng)老意愿的影響因素對(duì)于制定空巢老人養(yǎng)老政策至關(guān)重要，本研究通過穩(wěn)健回歸分析（Robust Estimation），找出影響農(nóng)村空巢老人養(yǎng)老意愿與其影響因素之間的關(guān)系。在問卷設(shè)計(jì)中，將利用養(yǎng)老意愿Y分為“居家養(yǎng)老（獨(dú)居或與配偶同住”“跟隨子女同住”“機(jī)構(gòu)養(yǎng)老”及“不知道，走一步看一步”4種情況，由此可見Y是1個(gè)多元取值變量，賦值為0表示“不知道，走一步看一步”，賦值為1表示居家養(yǎng)老獨(dú)居或與配偶同住;賦值為2表示跟隨子女同住;賦值為3表示機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。對(duì)于這種多元選擇，常采用多分類Logit模型進(jìn)行建模分析，這是適用于解釋變量為非連續(xù)變量的一種回歸分析方法，但針對(duì)貧困地區(qū)空巢老人養(yǎng)老問題研究時(shí)，因老人空巢時(shí)間較長(zhǎng)、生活相對(duì)貧困，存在記憶力差或健康狀況較差等現(xiàn)象，難免會(huì)出現(xiàn)混淆現(xiàn)實(shí)或表達(dá)不清楚等現(xiàn)象，會(huì)使問卷結(jié)果出現(xiàn)部分異常值。當(dāng)觀測(cè)樣本中混入少量異常點(diǎn)（outlier）時(shí)，能抗拒異常觀測(cè)影響的參數(shù)估計(jì)方法，通常選擇以Robust穩(wěn)健回歸模型來進(jìn)行建模[7]。

本研究選用“M估計(jì)”的穩(wěn)健估計(jì)法對(duì)4項(xiàng)意愿的占比進(jìn)行分析。通過迭代再加權(quán)的均值得M估計(jì)，以有效減輕異常值對(duì)整體估計(jì)結(jié)果的影響，估計(jì)方法最為穩(wěn)健，同時(shí)又有比較高的估計(jì)效率，M估計(jì)的計(jì)算過程如下。

M估計(jì)方程的矩陣表達(dá)式如下：

XTWXβ=XTWY。（1）

迭代公式如下：

β^（k+1）=（XTWkX）-1XTWkY。（2）

式中：W是以ωi，i=1，2，…，n為對(duì)角元素的權(quán)矩陣，X為解釋變量構(gòu)成的矩陣，X=（x1，x2，…，xn），Y為因變量向量，Y=（y1，y2，…，yn）T。β[DD（-*2][HT6]^（k+1）為初始值，通常選取最小二乘或最小一乘估計(jì)作為初始值。

2.2 模型估計(jì)與分析

本研究利用MATLAP 9.5對(duì)306個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了M估計(jì)穩(wěn)健回歸分析（表3）。采用向后步進(jìn)（似然比）法，先將相關(guān)性分析后得到的變量全部引入模型，再以似然比統(tǒng)計(jì)量作為依據(jù)剔除不達(dá)標(biāo)的變量，最終進(jìn)入模型的自變量有13個(gè)，剔除的變量有6個(gè)。從回歸結(jié)果來看，R2為0.415，對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)模型通過F檢驗(yàn)（F=15.930，P<0.05），也即說明自變量中至少1項(xiàng)會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生影響關(guān)系。影響空巢老人養(yǎng)老意愿的主要因素如表3所示。

2.2.1 傾向性因素 通過模型的檢驗(yàn)分析，除了農(nóng)戶屬性外，性別、年齡、文化程度都對(duì)養(yǎng)老意愿有顯著的影響。性別的回歸系數(shù)為-0.388（t=-3.805，P=0.000<0.01），意味著性別會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的負(fù)向影響。在女性中有51.92%的空巢老人選擇了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中，年齡賦值在1～2的有70.37%、健康狀況賦值在1～2的有 62.96%，以及年養(yǎng)老收入賦值在3～5的有 72.22%，說明選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的女性擁有“低齡、健康、高收入”等特征。反之，“高齡、身患疾病、低收入”特征的女性空巢老人更趨向于“跟隨子女同住”或“居家養(yǎng)老（獨(dú)居或與配偶同?。?，而在社區(qū)養(yǎng)老未被普及的T縣，因機(jī)構(gòu)養(yǎng)老成本較高，弱勢(shì)女性空巢老人更愿意選擇居家養(yǎng)老。年齡的回歸系數(shù)值為0.125（t=2.793，P=0.005<0.01），意味著年齡會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的正向影響。年齡賦值在3～4的有52.83%的空巢老人選擇了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中，健康狀況賦值為 1～3的有83.93%、子女個(gè)數(shù)賦值為1～2的有 60.71%、年養(yǎng)老收入賦值在3～5的有76.79%且社區(qū)資源滿足程度在2～3的為73.21%，說明“健康、子女少、高收入”的高齡空巢老年人因所在社區(qū)擁有較好的養(yǎng)老環(huán)境，以及可以支付養(yǎng)老機(jī)構(gòu)費(fèi)用而更偏向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，與之相反，“不健康、多子女、低收入”的低齡空巢老人更愿意選擇居家養(yǎng)老或與子女同住，結(jié)果與描述性統(tǒng)計(jì)分析中預(yù)測(cè)方向相一致。文化程度的回歸系數(shù)值為0.202（t=3.952，P=0.000<0.01），意味著文化程度會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的正向影響，文化程度賦值在3～4的空巢老年人中有69.17%選擇了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中，83.13%的空巢老人年齡賦值在1～2之間，84.34%的空巢老年人年養(yǎng)老收入賦值在4～5之間，意味著高學(xué)歷的空巢老年人具有“低齡、高收入”等特征，即文化程度較高的低齡空巢老人由于在思想和文化上受到先進(jìn)教育的影響，不被傳統(tǒng)的思想所束縛，讓孩子們自由選擇自己的生活，而自己也能輕松愉快地選擇自己老年的生活方式，并能獨(dú)自承擔(dān)其中的費(fèi)用，更傾向于選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，這也與預(yù)測(cè)方向的正方向相一致。

2.2.2 使能因素

使能因素選取了子女個(gè)數(shù)、年養(yǎng)老收入、特困人員補(bǔ)助以及社會(huì)救助金額等4個(gè)變量，其中年養(yǎng)老收入和社會(huì)救助金額均呈現(xiàn)顯著的正向影響關(guān)系。年養(yǎng)老收入的回歸系數(shù)值為0.288（t=6.213，P=0.000<0.01），意味著年養(yǎng)老收入會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的正向影響，年養(yǎng)老收入取值在3～5的有65.14%的空巢老人選擇了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中，71.56%為低齡老人（年齡賦值1～2）、74.31%為健康老人（自評(píng)健康賦值1～3）、77.52% 為基本能夠自理的老人（自理程度賦值 1～2）;表明在經(jīng)濟(jì)收入較高的空巢老年人中，選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的老人具備“低齡、健康”的特征，而居家養(yǎng)老并不能滿足這類老人被精心照料的需求，因此更愿意選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，結(jié)果與預(yù)測(cè)一致。社會(huì)救濟(jì)金額的回歸系數(shù)值為0.182（t=3.354，P=0.001<0.01），意味著社會(huì)救濟(jì)金額會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的正向影響關(guān)系，與預(yù)測(cè)一致，社會(huì)救助金額取值在3～5的有72.56%的空巢老年人選擇了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中，多數(shù)為五保戶（52.94%），57.98%為低學(xué)歷老年人（文化程度取值1～2），75.64%領(lǐng)取特困人員補(bǔ)助，說明領(lǐng)取社會(huì)救助金額較多的空巢老年人當(dāng)中多數(shù)為五保戶、低收入且領(lǐng)取特困人員補(bǔ)助，這類老人通常為最弱勢(shì)的空巢老年人，他們反而更傾向于選擇被正式照顧（機(jī)構(gòu)養(yǎng)老）以滿足被正式照顧的需求。

2.2.3 需求性因素

需求性因素主要體現(xiàn)在自評(píng)健康和收入來源穩(wěn)定程度上，方向均為負(fù)向影響且與預(yù)測(cè)方向相一致。據(jù)回歸分析（表3），自評(píng)健康的回歸系數(shù)值為-0.121（t=-2.589，P=0.010<0.01），意味著自評(píng)健康會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的負(fù)向影響關(guān)系，數(shù)據(jù)顯示自評(píng)健康取值在1～3的有65.84%的空巢老人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，而取值在4～5的空巢老人中只有40%的空巢老人偏向于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，取值在1～3的五保戶中有97.73%的老人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，而其他屬性戶中只有60.81%的老人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，說明健康程度較高的五保戶空巢老人因空巢程度較為嚴(yán)重，更愿意選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。除此之外，自評(píng)健康取值在4～5的五保戶空巢老人及其他屬性老人雖選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老占比較低，可健康程度較低的五保戶老人因家庭原因仍比其他屬性老人更愿意選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。收入來源穩(wěn)定程度的回歸系數(shù)值為-0.234（t=-3.241，P=0.001<0.01），意味著收入來源穩(wěn)定程度會(huì)對(duì)養(yǎng)老意愿產(chǎn)生極顯著的負(fù)向影響關(guān)系，收入來源穩(wěn)定程度在1～2之間的空巢老人中，有63.35%的老人選擇了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中五保戶比其他屬性戶高出 11.83 個(gè)百分點(diǎn)，為71.43%，而取值在3～4之間有41.38%的老人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，其中五保戶為 44.83%，占比高于其他屬性戶，說明收入來源越穩(wěn)定，空巢老人越愿意選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，五保戶空巢老人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老意愿表現(xiàn)更加明顯。

3 結(jié)論與建議

從貧困地區(qū)空巢老人微觀主體出發(fā)，以河南省T縣空巢老人養(yǎng)老意愿的影響因素為例，從模型的回歸結(jié)果來看，性別、年齡、文化程度、年養(yǎng)老收入、社會(huì)救濟(jì)金額、自評(píng)健康、收入來源穩(wěn)定程度是影響空巢老人養(yǎng)老意愿的顯著因素;在Anderson行為理論框架中，在本研究中除了農(nóng)戶屬性外的傾向性因素是影響空巢老人養(yǎng)老意愿的顯著因素。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)空巢老人選擇居家養(yǎng)老（獨(dú)居或與配偶同?。?、跟隨子女同住、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老以及選擇不知道的比例分別為21.57%、16.01%、53.59%、8.82%，機(jī)構(gòu)養(yǎng)老已成為該地區(qū)空巢老人安度晚年的多數(shù)選擇。其中，“低齡、健康、高收入”的女性更傾向于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老;在社區(qū)養(yǎng)老未被普及的T縣，因機(jī)構(gòu)養(yǎng)老成本較高，“高齡、身患疾病、低收入”特征的女性空巢老人更趨向于“跟隨子女同住”或“居家養(yǎng)老（獨(dú)居或與配偶同住）”;社區(qū)養(yǎng)老資源較完備地區(qū)“健康、子女少、高收入”的空巢老人更傾向于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。五保戶空巢老人因自理能力及經(jīng)濟(jì)收入較低、家庭不和睦，更傾向于選擇正式養(yǎng)老機(jī)構(gòu)。數(shù)據(jù)顯示，年齡賦值為1～2的老年人有65.36%、文化程度賦值在1～2的老年人有60.78%、子女個(gè)數(shù)在1～3的空巢老年人有70.92%，意味著以河南省T縣為例的貧困地區(qū)空巢老年人具有“低齡、低學(xué)歷、子女少”的特征且以五保戶居多，這類群體更向往在正式機(jī)構(gòu)中安度晚年（41.11%）。

根據(jù)分析結(jié)果，為完善貧困地區(qū)空巢老人的養(yǎng)老政策，提出以下政策建議：一是構(gòu)建以“老年教育”為中心的文化教育機(jī)構(gòu)，在空巢老人文化水平的基礎(chǔ)上豐富其精神生活;二是整合社會(huì)多方資源，健全社區(qū)資源完備程度，為普及社區(qū)養(yǎng)老模式奠定基礎(chǔ);三是構(gòu)建以空巢老人為主體的社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)，積極推進(jìn)社會(huì)工作介入，以提高家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)能力;四是鼓勵(lì)低齡空巢老人再就業(yè)，譬如參與農(nóng)產(chǎn)品簡(jiǎn)易加工等環(huán)節(jié)，帶動(dòng)貧困老人增收。

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收 稿日期：2019-08-28

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金（編號(hào)：18BSH087）。

作者簡(jiǎn)介：王雪菀（1996—），女，河南南陽人，碩士研究生，主要從事農(nóng)村與區(qū)域發(fā)展研究。E-mail：934082384@qq.com。

通信作者：楊立敏，碩士，副教授，主要從事地方政府管理研究。E-mail：1229612262@qq.com。