西北農(nóng)村老人互助參與狀況及影響因素實(shí)證分析*

祁玲 , 楊夏麗 , 楊旭

(寧夏醫(yī)科大學(xué),寧夏 銀川 756000)

中國老齡化社會(huì)持續(xù)加重,老年人口的比例上升較快。據(jù)全國第七次人口普查結(jié)果顯示,我國60歲及以上的老年人口數(shù)從2000年的12997萬上升到2020年26402萬,老年人口占總?cè)丝诒壤龔?0.4%上升到18.7%,65歲以上人口占總?cè)丝诟哌_(dá)13.50%[1],普查數(shù)據(jù)進(jìn)一步證實(shí)老齡化已成為今后一段時(shí)期我國的基本國情。同時(shí),我國農(nóng)村和城鎮(zhèn)的人口老齡化水平分別為23.81%和15.82%,農(nóng)村高于城鎮(zhèn)近8個(gè)百分點(diǎn),農(nóng)村養(yǎng)老問題的壓力遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)[2,3,4]。在農(nóng)村勞動(dòng)力外流的現(xiàn)況中,預(yù)計(jì)到2030年,農(nóng)村老年人口撫養(yǎng)比會(huì)達(dá)到79.9%,2050年將達(dá)到94.7%,農(nóng)村養(yǎng)老的負(fù)擔(dān)非常沉重,困境突顯[5,6.7]。目前,中國農(nóng)村養(yǎng)老面臨著因代際居住距離增加、代際認(rèn)知變化而弱化,社會(huì)養(yǎng)老發(fā)展動(dòng)力不足等境況[8,9,10]?；ブB(yǎng)老以其靈活、便捷、多元的形式出現(xiàn),是對(duì)傳統(tǒng)養(yǎng)老、社會(huì)養(yǎng)老不足的有效補(bǔ)充,正好契合了當(dāng)下農(nóng)村養(yǎng)老發(fā)展導(dǎo)向,是符合中國農(nóng)村養(yǎng)老實(shí)情的中國道路和中國模式?；ブB(yǎng)老在農(nóng)村地區(qū)不同程度發(fā)展足以說明這種模式的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。實(shí)現(xiàn)這一價(jià)值的前提是農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老服務(wù)的參與意愿與能力。那么,在目前農(nóng)村養(yǎng)老面臨諸多現(xiàn)實(shí)困境中,農(nóng)村老年人參與互助服務(wù)意愿、能力如何?會(huì)受到哪些因素影響?如何去調(diào)動(dòng)老人的內(nèi)生需求及外部動(dòng)力來激發(fā)互助參與意愿?這一系列問題關(guān)乎到互助養(yǎng)老能否長(zhǎng)效、穩(wěn)定發(fā)展。

本文應(yīng)用實(shí)證分析個(gè)體特征、家庭層面、經(jīng)濟(jì)保障、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、互助設(shè)施供給等維度可能對(duì)互助參與意愿產(chǎn)生的影響,并為互助養(yǎng)老長(zhǎng)效發(fā)展提供策略和思路。

1 研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

課題組于2021年9月開始進(jìn)行社會(huì)調(diào)查,選取西北五省農(nóng)村農(nóng)業(yè)定居地區(qū)60歲及以上老年人作為研究對(duì)象。各省分別選取480名,共計(jì)2400名老人。調(diào)查對(duì)象包含日間照料中心、老年飯桌、幸福院養(yǎng)老的老年人和居家養(yǎng)老的老年人。樣本量納入標(biāo)準(zhǔn):農(nóng)村戶口,且在農(nóng)村農(nóng)業(yè)區(qū)定居,年齡≥60 歲;意識(shí)清楚,能配合調(diào)查員完成問卷。樣本量排除標(biāo)準(zhǔn):精神障礙,認(rèn)知障礙、重癥和終末疾病者。

1.2 方法

采用分層隨機(jī)抽樣的方法,在寧夏銀北、銀南、中部干旱帶選取10個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),在陜西、甘肅、青海、新疆四省分別選取5個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),再在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取老年人占10%以上的自然村作為調(diào)查地點(diǎn),問卷分人口學(xué)資料與互助養(yǎng)老意愿兩部分。人口學(xué)資料包括:性別、年齡、婚史、文化程度、子女?dāng)?shù)、經(jīng)濟(jì)來源、養(yǎng)老收入、慢性病、居住方式、醫(yī)保類型等?；ブB(yǎng)老意愿設(shè)置您是否愿意為除家以外的老年人提供幫助,從愿意和不愿意兩方面來完成問卷。算出問卷的重測(cè)信度為0.90,內(nèi)部一致性信度 Cronbach′s α為0.81。本次共發(fā)放問卷2800份,回收有效問卷2454份,有效回收率87.6%。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

采用 SPSS 21.0 統(tǒng)計(jì)軟件處理,進(jìn)行χ2檢驗(yàn)、二元logistic 回歸模型分析。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

從行為理論角度看,意愿和態(tài)度是產(chǎn)生行為的重要因素,是行為的前提和基礎(chǔ),但是意愿并不一定上升到行為?；ブB(yǎng)老作為農(nóng)村新型養(yǎng)老方式,雖順應(yīng)了當(dāng)下農(nóng)村養(yǎng)老實(shí)際需求,但村民參與意識(shí)淡薄。在農(nóng)村向城鎮(zhèn)化演變的進(jìn)程中,農(nóng)村由“熟人社會(huì)”轉(zhuǎn)向“半熟人社會(huì)”,村民的價(jià)值觀、養(yǎng)老觀發(fā)生了變化[11,12,13]。同時(shí)受西方市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)價(jià)值觀的影響,很多村民對(duì)施助后的回報(bào)看得很重。還有,隨著互助養(yǎng)老模式的多元化,更多層面的因素對(duì)老人互助意愿選擇增加不確定性。筆者認(rèn)為,如何構(gòu)建互助養(yǎng)老認(rèn)同機(jī)制,提高認(rèn)同感和參與意識(shí),使得不同的力量都能夠參與到互助養(yǎng)老建設(shè)發(fā)展中,其次,如何在不同層次群體實(shí)現(xiàn)等同交換,體現(xiàn)互助優(yōu)勢(shì)都是我們需深入研究的課題。

基于以上的分析,本文提出以下研究假設(shè):

假設(shè)1:個(gè)人的狀況。文化程度決定一個(gè)人的認(rèn)知,文化層次高的人接受信息多,更愿意加入到互助養(yǎng)老中;在農(nóng)村,女性老年人思想保守,對(duì)家庭依賴強(qiáng),互助參與意愿不高。年齡越大,慢性病會(huì)越多,生活自理能力越差的老人限于身體原因參與互助養(yǎng)老的能力不足,互助參與度會(huì)降低。故可總結(jié)為文化層次高、男性、年齡偏小、身體狀況越健康、樂觀的老人互助意愿越高。

假設(shè)2:家庭狀況。獨(dú)居、已婚喪偶、離異和未婚的老人缺少精神上的陪伴和生活中的照顧,更喜歡加入到互助養(yǎng)老中;在農(nóng)村,子女越多,老人幸福感越強(qiáng),其參與互助養(yǎng)老意愿會(huì)越低。故可總結(jié)為與配偶獨(dú)居、喪偶、離異、未婚、子女?dāng)?shù)少、兒子數(shù)少的老人互助意愿越高。

假設(shè)3:經(jīng)濟(jì)狀況。年收入越低的老人,對(duì)外援依賴性就增加,互助意愿表現(xiàn)強(qiáng)烈;收入來源穩(wěn)定且主要來源有保障的老人,生活更安心,互助養(yǎng)老參與意愿低。所以,可總結(jié)為年收入越低、來源不穩(wěn)定、主要來源無保障的老人互助參與意愿越高。

假設(shè)4:社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。子女探望的次數(shù)越多,老人精神上越能得到滿足,互助參與度就越低;接受親戚、朋友、鄰居及社區(qū)提供幫助越多,回饋他人的動(dòng)機(jī)和頻率就增加;對(duì)社區(qū)服務(wù)滿意度高的老人互助意愿會(huì)越高。故可總結(jié)為,家庭關(guān)系越不和諧、子女探望次越數(shù)少、鄰里互動(dòng)多、接受社會(huì)及朋友圈屬幫助多、對(duì)社區(qū)服務(wù)滿意度越高互助參與意愿越高。

假設(shè)5:互助設(shè)施?；ブO(shè)施的建立為互助養(yǎng)老活動(dòng)的開展提供了基礎(chǔ)保障?；ブO(shè)施位置、數(shù)量、功能是否合理,適老化程度關(guān)系到互助養(yǎng)老的有效性及持續(xù)性。因此可總結(jié)為,互助設(shè)施配置越合理、適老,老人的互助參與度越高。

2.2 變量選擇

因變量。本文將互助養(yǎng)老意愿作為因變量,并以“您愿意為除家以外的老年人提供幫助嗎?”為核心問題進(jìn)行設(shè)計(jì),答案為兩項(xiàng),即“愿意”與“不愿意”,此變量為二分類因變量。

表1 農(nóng)村老年人樣本情況描述統(tǒng)計(jì)

自變量。自變量包括個(gè)人狀況、家庭狀況、經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系及互助設(shè)施。個(gè)人狀況中有性別、年齡、文化程度、慢性病情況、生活自理能力五個(gè)指標(biāo);家庭狀況包涵婚姻狀況、子女?dāng)?shù)、居住情況三個(gè)指標(biāo);經(jīng)濟(jì)狀況包涵年收入及有無穩(wěn)定的收入來源兩個(gè)指標(biāo);社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系包涵家庭關(guān)系、子女看望次數(shù)、幫助鄰居頻率、接受他人幫助頻率、接受社會(huì)服務(wù)情況、對(duì)社區(qū)服務(wù)的滿意度六個(gè)指標(biāo);互助設(shè)施包涵互助設(shè)施位置、數(shù)量、功能是否合理及互助設(shè)施是否適老化四個(gè)指標(biāo)。

表2 變量賦值表

2.3 構(gòu)建模型

本研究中農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老意愿是一個(gè)二分類變量,采用二元 Logistic 回歸模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì),分析農(nóng)村老人互助養(yǎng)老參與意愿影響因素。模型的構(gòu)建形式為:

Yi=α+βIndividualSituationi+γFamilySituationi+δStateOfTheEconomyi+μSocialNetworkRelationshipsi+πMutualAidFacilitiesi+εi

其中,Yi代表第i個(gè)農(nóng)村老年人參與互助養(yǎng)老的概率。Individual Situation是個(gè)體狀況,包括年齡、性別、文化程度、慢性病情況、生活自理能力;Family Situation是家庭狀況,包括婚姻狀況、子女?dāng)?shù)、居住情況;State Of The Economy是經(jīng)濟(jì)狀況,包括年收入及有無穩(wěn)定的收入來;Social Network Relationship是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,包括家庭關(guān)系、子女看望次數(shù)、幫助鄰居頻率、接受他人幫助頻率、接受社會(huì)服務(wù)情況、對(duì)社區(qū)服務(wù)的滿意度;Mutual Aid Facilities是互助設(shè)施,包括互助設(shè)施位置、數(shù)量、功能是否合理及互助設(shè)施是否適老化。α為常數(shù)項(xiàng),β、γ、δ、μ、π分別代表個(gè)人狀況、家庭狀況、經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和互助設(shè)施變量的待估計(jì)系數(shù),εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3 結(jié)果

3.1 農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老意愿

本次調(diào)查顯示,2454名農(nóng)村老年人中,愿意幫助除家庭之外的老年人占49.6%,不愿意者占50.4%。

在調(diào)查中考慮到年齡、文化程度、健康狀況對(duì)老年人互助參與意愿的影響,對(duì)其進(jìn)行分析,卡方檢驗(yàn)結(jié)果表明,年齡并沒有對(duì)互助意愿產(chǎn)生多大影響,而農(nóng)村老人互助參與意愿在文化水平與健康程度上存在明顯差異(P<0.01),老年人的互助養(yǎng)老參與意愿隨著文化程度的增高和健康水平的增強(qiáng)呈現(xiàn)遞增趨勢(shì),也充分說明農(nóng)村互助養(yǎng)老參與程度受其文化水平與健康水平的影響在老年人群中是普便存在的現(xiàn)象。

表3 農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與意愿的差異性分析

3.2 農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與意愿的影響因素分析

在自變量較多情況下,為了避免自變量較多時(shí)可能存在的多重共線性,同時(shí)考慮到模型估計(jì)結(jié)果穩(wěn)固性,本文采用分步 Logistic 回歸方法,對(duì)農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老意愿影響因素分步推斷,結(jié)果見表4。回歸結(jié)果顯示,各層面的自變量對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿都有不同顯著性水平的影響,分步回歸模型均顯著,擬合效果較好;隨著各 層 面 自變 量 的 逐 步 加 入,模 型 的Nagelkerke R2不斷增大,這表明 5 個(gè)模型對(duì)因變量的解釋力度逐漸增強(qiáng),模型一到五分別解釋了因變量差異的 0.9%、1.1%、1.5%、3.4%和4.6%。具體分析結(jié)果見表4。

表4 農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老意愿影響因素的Logistic回歸結(jié)果

模型一主要分析個(gè)人狀況對(duì)農(nóng)村互助意愿的影響。結(jié)果顯示,個(gè)人狀況中除年齡變量外,性別、慢性病、文化程度、生活自理情況變量通過了顯著性檢驗(yàn)。其中,性別、文化程度、生活自理情況對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生顯著正向影響。在性別上,女性老人互助意愿明顯高于男性老人,與預(yù)期的假設(shè)不一致。年齡變量沒有通過顯著性檢驗(yàn),調(diào)查中發(fā)現(xiàn)農(nóng)村大部分60～70歲左右的老年人還在田間從事體力勞動(dòng),可能與他們不僅生活能夠自理還有勞動(dòng)能力有關(guān),認(rèn)為自己有能力處理日常生活事務(wù),互助參與意愿度不高,與預(yù)期的假設(shè)不一致。文化程度越高的農(nóng)村老年人參與互助養(yǎng)老意愿越高;生活自理能力越強(qiáng)的老人參與互助養(yǎng)老意愿越強(qiáng)烈,與預(yù)期的假設(shè)一致。慢性病對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生顯著負(fù)向影響,即身體越健康的老年人越不愿意參與互助養(yǎng)老,可能與身體健康的老人在生活照料、醫(yī)療護(hù)理上對(duì)外在需求不強(qiáng)烈有關(guān),故互助參與意愿低。

模型二在模型一的基礎(chǔ)上增加了家庭狀況變量。婚姻狀況、子女?dāng)?shù)、居住狀況均通過顯著性檢驗(yàn)。其中,婚姻狀況對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響,即有配偶的老年人參與互助養(yǎng)老意愿更強(qiáng)烈。在農(nóng)村,有配偶的老人通常習(xí)慣于相互陪伴和彼此照顧,對(duì)養(yǎng)老中的互助行為可能更加理解和認(rèn)可,參與度也相對(duì)高。子女?dāng)?shù)、居住狀況對(duì)農(nóng)村互助參與意愿產(chǎn)生正向影響。子女?dāng)?shù)越多,老人傾向于互助養(yǎng)老的意愿就越高,與預(yù)期的假設(shè)不一致。與配偶獨(dú)居的老人相對(duì)與子女同住或者同其他集中入住的老人來說,在情感獲得、生活照料、社會(huì)支持等方面相對(duì)不足,這類老年人容易產(chǎn)生孤獨(dú),對(duì)他人的幫助和融入一定的社交圈屬有較強(qiáng)烈的愿望,因此,參與養(yǎng)老意愿更強(qiáng)烈,與預(yù)期的假設(shè)一致。

模型三在模型二的基礎(chǔ)上增加了經(jīng)濟(jì)狀況變量。收入水平通過了顯著性檢驗(yàn)。年收入對(duì)農(nóng)村互助參與意愿產(chǎn)生正向影響,年收入越高的老人對(duì)晚年生活質(zhì)量需求較高,對(duì)國家政策和社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)的關(guān)注度和利用率提升,對(duì)互助養(yǎng)老認(rèn)可度高,因而互助參與的機(jī)率就增高,與預(yù)期的假設(shè)不一致。經(jīng)濟(jì)來源不穩(wěn)定對(duì)農(nóng)村老年人互助參與意愿影響未能通過現(xiàn)有樣本顯現(xiàn)出來。

模型四在模型三的基礎(chǔ)上增加了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系變量。其中,子女看望次數(shù)、家庭關(guān)系、社區(qū)服務(wù)的滿意度對(duì)農(nóng)村老年人互助參與意愿產(chǎn)生正向影響,子女看望次數(shù)越頻繁、家庭關(guān)系越和諧、對(duì)社會(huì)服務(wù)滿意度越高的老人參與互助養(yǎng)老的意愿越高?？赡艿慕忉屖?老人在良好的家庭氛圍中獲得足夠的親情慰籍和生活照料后,心情相對(duì)愉悅,而生活幸福指數(shù)高的老人更樂意去幫助別人,與預(yù)期的假設(shè)不一致。對(duì)社區(qū)服務(wù)滿意度越高,互助養(yǎng)老參與意愿越高,與預(yù)期的假設(shè)一致。鄰居互助頻率、接受他人幫助頻率、接受社會(huì)服務(wù)情況均通過顯著檢驗(yàn),對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響?？赡艿慕忉尀?鄰里互助少、接受別人幫助及社會(huì)服務(wù)少的老年人越渴望獲得他人的幫助,愿意融入一定的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)圏屬,得到情感支持和社會(huì)認(rèn)可,因此,互助養(yǎng)老參與意愿更強(qiáng)烈,與預(yù)期的假設(shè)不一致。

模型五在模型四的基礎(chǔ)上增加了互助設(shè)施變量?；ブO(shè)施位置、功能合理性、適老化均通過了顯著檢驗(yàn)?；ブO(shè)施位置對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響,即互助設(shè)施位置距老人居住地越遠(yuǎn)(大于5公里),老年人互助參與意愿越低,與預(yù)期的假設(shè)一致?；ブO(shè)施的數(shù)量 、合理性、適老化對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生正向影響。農(nóng)村社區(qū)有一定數(shù)量、能滿足老人生活、健身、娛樂、休閑、康復(fù)等需要的互助設(shè)施,且注重適老化設(shè)計(jì),會(huì)受到老人的青睞。故相應(yīng)配套設(shè)施越多、越好、越適老,老年人參與互助活動(dòng)的機(jī)率越高,與預(yù)期的假設(shè)一致。

4 研究結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

本文對(duì)西北五省2454名農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與意愿進(jìn)行調(diào)查分析,得出結(jié)論:西北農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老參與意愿偏低,實(shí)際愿意參與互助養(yǎng)老的老年人占 49.6%。通過分步 Logistic 回歸分析得知,文化水平、身體健康狀況、年收入、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、互助設(shè)施的位置、數(shù)量、適老化等對(duì)農(nóng)村互助養(yǎng)老參與意愿產(chǎn)生了顯著影響。文化水平越高、生活自理能力越強(qiáng)、年收入越高的老人更愿意參與互助養(yǎng)老;有配偶、家庭關(guān)系和諧的老人更愿意參與互助養(yǎng)老;人際交往需求、一定的社交圈屬是每個(gè)人本能的需要,融入一定的人際圈屬是互助參與的內(nèi)生動(dòng)力;良好的互助場(chǎng)所和設(shè)施可促進(jìn)互助養(yǎng)老參與性。

4.2 建議

4.2.1 培養(yǎng)老人社區(qū)參與能力,提升互助參與感

以村委會(huì)為主導(dǎo),可成立銀齡互助組織、黨建+養(yǎng)老組織等,定期對(duì)村里老人開展樂齡學(xué)堂,也可以通過抖音、電視等形式,給老年人傳播互助文化、孝文化,普及互助養(yǎng)老參與形式、服務(wù)內(nèi)容及活動(dòng)的方式等,激發(fā)老年人參與互助養(yǎng)老服務(wù)的能力和意識(shí)。國家在《“十四五”國家老齡事業(yè)發(fā)展和養(yǎng)老服務(wù)體系規(guī)劃》中倡導(dǎo)社會(huì)應(yīng)建立積極老齡觀[14],村兩委通過開展“銀齡行動(dòng)”計(jì)劃,引導(dǎo)他們?nèi)谌胛拿?、公益、志愿者等?shí)踐活動(dòng)中。在農(nóng)村,身體健康的老人是鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)振興和文化發(fā)展的中間力量,政府、社會(huì)和家庭都應(yīng)積極挖掘他們的潛能和智慧,傳承和發(fā)揮老年人的優(yōu)勢(shì)經(jīng)驗(yàn)、技能,繼續(xù)為社會(huì)發(fā)展貢獻(xiàn)光和熱。

4.2.2 開發(fā)老人所處社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源,促進(jìn)互助養(yǎng)老發(fā)展

傳統(tǒng)的中國農(nóng)村是一個(gè)“熟人社會(huì)”[15]。長(zhǎng)期居住在農(nóng)村的老年人對(duì)本村莊的依附性很強(qiáng),形成了以血緣、地緣為基礎(chǔ)的互助網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,進(jìn)而構(gòu)成有差序格局的“互助圈子”。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展可先從與老人有親情血緣關(guān)系的人群中開展互助養(yǎng)老,再拓展到朋友和鄰居,逐漸擴(kuò)大老人社交圏屬,老人可獲得的信息、幫助越多,參與互助養(yǎng)老的可能性就越大。另外,農(nóng)村可充分利用鄉(xiāng)村“精英”和村莊內(nèi)生資源帶動(dòng)老年人融入到更廣泛的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中,增加成員交往頻率,增進(jìn)老人互惠機(jī)率,為互助養(yǎng)老發(fā)展提供可行途徑。

4.2.3 精準(zhǔn)評(píng)估老人互助需求,合理配置互助設(shè)施

老年人的活動(dòng)離不開一定的空間及設(shè)施。場(chǎng)所中設(shè)施的位置、布局、面積、距離遠(yuǎn)近、適老化程度、光線等能否吸引老人并產(chǎn)生興趣,關(guān)系到互助活動(dòng)能否開展、規(guī)模大小及持續(xù)性。以需求為導(dǎo)向,精準(zhǔn)評(píng)估老人對(duì)互助環(huán)境的需求,提高互助設(shè)施利用率是提升互助參與意愿的有效途徑。在養(yǎng)老資源匱乏的農(nóng)村地區(qū),村衛(wèi)生室是剛需,以此為支點(diǎn)對(duì)老人居住周圍的活動(dòng)設(shè)施(棋牌室、廣場(chǎng) 、健身房 、公園 、日間照料室等)進(jìn)行評(píng)估,充分了解老人對(duì)公共空間的喜好、偏愛、無障礙設(shè)計(jì)、整體環(huán)境要求等,結(jié)合現(xiàn)存不足綜合考量,完善相應(yīng)的配套設(shè)施,并通過定期開展義務(wù)活動(dòng)、娛樂活動(dòng)等老年群體項(xiàng)目,提高村民互助參與積極性。

4.2.4 建立互助養(yǎng)老參與機(jī)制,促互助養(yǎng)老持續(xù)發(fā)展

一是建立資金保障機(jī)制,形成以政府、村集體、村委會(huì)、市場(chǎng)、社會(huì)組織 、家庭、個(gè)人等多元供給體系,多方籌集資金,建立統(tǒng)一帳戶,實(shí)行?？顚９軐Ｓ?為互助養(yǎng)老持續(xù)長(zhǎng)效運(yùn)轉(zhuǎn)做好財(cái)力保障。二是建立互惠機(jī)制?；ブB(yǎng)老的核心機(jī)制是互惠性,互助實(shí)質(zhì)是一種交換行為,互惠互利是社會(huì)交換的前提。在當(dāng)前的中國農(nóng)村,物質(zhì)資本和社會(huì)保障都比較匱乏,一味的強(qiáng)調(diào)自愿服務(wù),村民的積極性并不高,難以維系互助養(yǎng)老持續(xù)發(fā)展。互助養(yǎng)老如何實(shí)現(xiàn)等價(jià)交換、體現(xiàn)互助優(yōu)勢(shì)?一種是選擇性激勵(lì),可通過精神激勵(lì)或者物質(zhì)激勵(lì)提升他們的社會(huì)效能感和滿足感,進(jìn)而激發(fā)互助參與動(dòng)機(jī)。另外就是實(shí)行“儲(chǔ)蓄互助”,類似于城市社區(qū)的“時(shí)間銀行”。建立規(guī)范的“儲(chǔ)蓄互助”管理組織,明確管理者和用戶的權(quán)利及義務(wù),對(duì)施助者服務(wù)的對(duì)象、時(shí)間、服務(wù)的內(nèi)容、質(zhì)量、服務(wù)兌換的形式進(jìn)行明確界定,根據(jù)其需求將服務(wù)量化儲(chǔ)存或者進(jìn)行兌換,保障施助者的切身利益,提升老年人互助養(yǎng)老積極性。三是建立評(píng)估監(jiān)督機(jī)制。為促進(jìn)農(nóng)村互助養(yǎng)老長(zhǎng)效發(fā)展,政府須加強(qiáng)引導(dǎo)、監(jiān)督和規(guī)范,建立建全監(jiān)督及評(píng)估機(jī)制是關(guān)鍵環(huán)節(jié)。動(dòng)態(tài)評(píng)估老人需求,精準(zhǔn)服務(wù),最大化平衡需求、供給及利用關(guān)系,避免政府過度或者缺位而出現(xiàn)資源提供不均衡狀態(tài)。建立監(jiān)督制度,對(duì)資金運(yùn)營(yíng)、工作人員、互助對(duì)象、互助內(nèi)容、互助設(shè)施運(yùn)轉(zhuǎn)、互助政策等建立長(zhǎng)效評(píng)審機(jī)制,動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)和評(píng)價(jià)互助情況,通過監(jiān)管及時(shí)發(fā)現(xiàn)互助活動(dòng)開展中存在的問題,督導(dǎo)改進(jìn),實(shí)現(xiàn)農(nóng)村互助養(yǎng)老全過程監(jiān)督管理,彰顯政策、制度優(yōu)勢(shì),提升農(nóng)村老年人對(duì)互助養(yǎng)老的信任度,增進(jìn)互助養(yǎng)老參與意愿。