全國有多少老年人愿意去機構養(yǎng)老?
——潛類別與混合回歸模型的經驗證據

陽義南

一、引言

隨著老齡化、家庭小型化發(fā)展,探索應對養(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。其中,機構養(yǎng)老是指由國家與社會建立專門社會組織或機構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)老服務模式,包括養(yǎng)老院、敬老院、福利院、老年公寓、老年護理院、托老所等。1987—1999年,我國主要以機構為重心來建設養(yǎng)老服務體系,采取政府承擔費用、直接舉辦公辦機構的模式。2000—2005年,我國養(yǎng)老服務雖仍以機構建設為主,但向公建民營、民辦公助、民辦等市場化經營模式發(fā)展。2005年我國啟動養(yǎng)老服務社會化,讓更多的自費老年人進住公辦養(yǎng)老機構。2013年,我國提出建立以居家為基礎、社區(qū)為依托、機構為支撐、醫(yī)養(yǎng)相結合的養(yǎng)老服務體系,“十三五”提出了“機構為補充”,“十四五”又提出居家、社區(qū)、機構相協(xié)調,支持家庭承擔養(yǎng)老功能。

隨著我國養(yǎng)老服務體系建設從機構向社區(qū)、居家回歸,盡管公辦養(yǎng)老機構“一床難求”,但多數民營養(yǎng)老機構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4萬個,養(yǎng)老服務床位822.3萬張,基本達到了3%的供給目標,但養(yǎng)老床位空置率超過50%(1)數據來源:《中華人民共和國2022年國民經濟和社會發(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”長表數據發(fā)現,全國老年人居住在養(yǎng)老機構的比例僅為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養(yǎng)老意愿把握不準[3]。

有多少老年人需要或愿意選擇機構養(yǎng)老?這是機構養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的重要依據,也關乎老年人的需求滿足,并影響政府部門的需求側管理。學者們雖對老年人的機構養(yǎng)老意愿、偏好、選擇、需求、入住、使用或消費等進行了大量研究,但都是依據單一變量指標的調查統(tǒng)計,且大多使用地方數據,導致結果差異也很大,由此難以提供機構養(yǎng)老意愿的可靠、準確信息,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年全國大樣本數據,本文使用潛類別模型及四個指標對“機構養(yǎng)老”進行測量,將老年人個體識別為“機構養(yǎng)老”“非機構養(yǎng)老”兩組,其中“機構養(yǎng)老”組的比例代表了我國老年人的機構養(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行了分析。相比已有研究,改進之處主要有:第一,基于模型(model-based)和多指標的測量方法,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性,又考察了群體內的量差性,比傳統(tǒng)的單一回歸模型更準確;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。據此,可以獲得更準確的我國老年人機構養(yǎng)老意愿數據,并提出更精準有效的對策措施,促進我國機構養(yǎng)老服務業(yè)更合理有序地發(fā)展。

二、文獻回顧

我國以機構為重心的養(yǎng)老服務模式在發(fā)展過程中出現了養(yǎng)老機構空置率居高不下,同時絕大多數居家養(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)老服務體系的建設重心逐漸由重機構向重社區(qū)與居家轉變[4][5]。解決養(yǎng)老服務體系結構性失衡問題的關鍵在于: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)老服務體系的認同,等等[6]。

老年人機構養(yǎng)老意愿是需求側研究的起點。人們對機構養(yǎng)老的觀念和選擇在逐漸轉變,越來越多的老年人及家庭能接受機構養(yǎng)老[7][8]?，F有研究得出的老年人機構養(yǎng)老意愿比例最低為3.3%,最高的達74.7%,10%左右的最多。醫(yī)養(yǎng)結合型養(yǎng)老機構入住意愿低的為12.89%,高的達60.8%[9][10]。農村老年人機構養(yǎng)老意愿低的為1.8%,高的有37.9%[11][12]。失能老年人機構養(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年數據得到60歲以上空巢老年人的機構養(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)養(yǎng)老嗎?”等類似問題,設置“愿意”“不愿意”兩種選項。王橋、張展新[16]指出,單選項養(yǎng)老意愿的問題調查帶有更多的隨意性,而多選項的養(yǎng)老意愿問題調查應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,也有學者從老年人對機構養(yǎng)老的偏好、選擇、需求、入住、使用或消費等相近角度進行了探究。

對于機構養(yǎng)老意愿的影響因素,現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入養(yǎng)老機構[17]。張文娟、魏蒙[18]發(fā)現非失能老年人機構養(yǎng)老意愿的比例遠高于失能老年人。張瑞玲[19]也發(fā)現,老年人身體狀況越好越愿意入住養(yǎng)老機構,身體狀況越不好越不愿意入住養(yǎng)老機構。夏春萍等[11]重點考察了傳統(tǒng)孝道觀念、對養(yǎng)老機構伙食的認知、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)現其具有明顯的影響。閻志強[20]對廣州老年人的調查發(fā)現,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、臨終照護服務有高度期待。陳昫[21]基于建構主義視角,通過入戶訪談,發(fā)現大多數老年人對養(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了養(yǎng)老機構的消極刻板印象,且進行了“不屬于養(yǎng)老院照顧對象”的自我身份構建。

機構養(yǎng)老意愿的中觀層面主要檢視了養(yǎng)老機構、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,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,農民機構養(yǎng)老意愿應放回村落視野之中來考察,發(fā)現有非正式宗族網絡的農村居民比沒有宗族網絡的入住養(yǎng)老機構的意愿低,有正式宗族組織的入住意愿最低,并且宗族在公共服務中的功能越強,農民入住養(yǎng)老機構的意愿越低。吳海盛、鄧明[24]的研究發(fā)現,自然村個數較多、第一大姓比例較小的村莊的農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,商品房小區(qū)老年人傾向于服務質量和環(huán)境比較好的私立機構,廉租房社區(qū)老年人傾向于低收費的公辦養(yǎng)老機構,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,街坊社區(qū)老年人要求離家近的養(yǎng)老機構,單位大院老年人傾向于公辦的機構,指出這與社區(qū)構成的社會經濟文化背景緊密相關,并提出應以社區(qū)為著眼點來把握老年人的社會養(yǎng)老服務需求。

中觀層面因素中,養(yǎng)老機構運營的一些問題也影響老年人的機構養(yǎng)老意愿。如,養(yǎng)老機構的養(yǎng)、護、醫(yī)、送四大功能分離,缺乏家居認同和親情滋養(yǎng),專業(yè)、負責的老年護工和管理人才短缺,農村養(yǎng)老機構的非規(guī)范發(fā)展[26]。養(yǎng)老機構普遍與醫(yī)院康復機構距離較遠,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)結合機構養(yǎng)老的意愿更高,達60.8%。杜恒波等認為[22],養(yǎng)老院的硬件設施、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)老機構的認知變量,包括對機構設施和服務質量的認知以及了解程度,都具有正向地提升機構養(yǎng)老入住意愿的作用。對養(yǎng)老機構知曉程度越高的老年人越傾向于選擇入住養(yǎng)老機構[19]。徐俊和朱寶生[29]對北京市460家養(yǎng)老機構的統(tǒng)計分析表明,實際床均護理人數、養(yǎng)老機構所在位置、室內配套設施數、醫(yī)護設施設備數、專業(yè)技術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。

機構養(yǎng)老意愿的宏觀層面主要討論了地區(qū)經濟文化習俗、社會保障、公共政策、醫(yī)療與養(yǎng)老服務市場等因素的影響。廖楚暉[30]運用結構方程模型檢驗了政府行為的影響,發(fā)現機構服務監(jiān)管、養(yǎng)老制度運行均存在顯著影響,并且機構服務監(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)老消費決策及機構養(yǎng)老的意愿,發(fā)現參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險及享有機關事業(yè)單位退休金等三類群體的機構養(yǎng)老意愿均顯著高于未參保群體。

從已有研究看,對機構養(yǎng)老意愿的調查統(tǒng)計結果差異很大。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村。所依托的抽樣調查設計也存在較多缺陷[16]。多數研究是針對單因素的問題調查,精度通常較低。在探究老年人機構養(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、組織、村落、同齡等中觀因素和地區(qū)經濟文化、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聯(lián)的復雜作用的結果。在研究這些因素的影響時,結果存在諸多沖突和矛盾,很大原因歸咎于老年人群內部的異質性[18],而通常使用的logit回歸、Cox回歸等估計方法識別不準,還需運用更準確的異質性分析工具。

三、研究設計

(一)理論模型

隨著經濟社會發(fā)展、家庭結構變化和文化觀念轉變,養(yǎng)老問題日益復雜,單一層次的因素分析越來越難以解答老年人機構養(yǎng)老背后深刻的行為和結構機制,而多維度、多層次的因素剖析具有更強解釋力。故此,本文在現有文獻的基礎上提出老年人機構養(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、單位組織或村落等中觀因素,以及地區(qū)經濟文化風俗、社會保障制度、國家政策等宏觀因素。如圖1所示。

圖1 老年人機構養(yǎng)老多層因素模型

(二)樣本數據來源

本文的樣本數據來自由中國人民大學老年學研究所組織、中國調查與數據中心負責具體執(zhí)行的中國老年社會追蹤調查(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位老年人個體數據(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:機構養(yǎng)老。鑒于已有研究一般只詢問“機構養(yǎng)老意愿”等單一變量而存在識別誤差,本文假設“機構養(yǎng)老”為分類型潛變量,采用“機構養(yǎng)老選擇”“機構養(yǎng)老了解”“機構養(yǎng)老印象”“機構養(yǎng)老支持”四個指標對其進行測量,以獲得更準確的結果。

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”,將回答結果為“養(yǎng)老院”的賦值為1,其余回答結果賦值為0。第二個測量指標為問卷詢問的“您了解養(yǎng)老院嗎?”將該變量命名為“機構養(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,其他回答結果設為0。第三個測量指標為問卷詢問的“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,其他回答結果為0。第四個測量指標為“您的家人愿意您去住養(yǎng)老院嗎?”將該變量命名為“機構養(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,其他回答結果為0。本文在四個測量指標變量上采取較嚴格的賦值方式,這是考慮機構養(yǎng)老需要付費,故而只將被訪老年人直接正面的選擇結果為“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果賦值為0。

2.解釋變量。限于CLASS數據中變量的可得性,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=農村社區(qū))、社區(qū)活動場所或設施(含老年活動室、健身場所/設施、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(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,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=非農戶籍,0=農村戶籍)、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(兒子和女兒數)。

(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“機構養(yǎng)老”取值結果(潛類別)的測量模型。基本假設是,分類型潛變量的每種潛類別對各外顯指標變量的反應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的概率分布,即根據個體在測量指標上的反應模式對其進行歸類,識別有哪些不同群組,個體應被歸入哪一類[32][33][34]。相比傳統(tǒng)的異質性分析方法,LCM是對老年人異質性的“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性,分類結果更準確、客觀[35][36][37]。LCM提供了一個基于個體中心化(person-centered)認識老年人機構養(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型指標變量進行l(wèi)ogit回歸,估計出第j個指標在第t個潛類別的截距。截距越大,表明該潛類別對此指標變量的影響越大。

模型(1)的參數估計出來之后,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,就歸入對應類別,完成個體識別。

(2)

2.混合回歸模型?；旌匣貧w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“機構養(yǎng)老”各個潛類別的成因。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計結果

如表1所示,在測量指標“機構養(yǎng)老選擇”上,選擇“養(yǎng)老院”的比例為2.88%。這是依據單一指標的機構養(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)老機構并不了解,并對此形成了較負面的刻板印象。

表1 描述性統(tǒng)計結果

問卷還詢問了三個關于養(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”“服務質量好”“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]調查北京市6個不同類型社區(qū)的605位老年人發(fā)現,70%的居民可以接受的養(yǎng)老機構價格不超過2000元/月,1200元/月是養(yǎng)老機構收費的最優(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94.99%。

(二)潛類別模型估計結果

潛類別C的數目未知。根據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BIC值最小化來判定最優(yōu)的潛類別數目(4)BIC的懲罰項比AIC大,考慮了樣本數量,可有效防止因樣本量大而導致的過擬合,并且BIC能防止當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)進行迭代估計,依次增多,直至似然函數無法收斂。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“機構養(yǎng)老”“非機構養(yǎng)老”。估計結果如表2所示。

表2 潛類別模型估計結果

進一步基于模型(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變量的回答結果或反應模式,在兩組的歸類概率、歸類結果及其頻數、頻率,如表3所示。其中,4個指標都選“0”的有8669人,占75.92%,1個指標選“1”的共四種情形,2049人,合計占17.95%;有2個指標選“1”的共六種情形,536人,合計占4.71%;有3個指標選“1”的共四種情形,127人,合計占1.12%;四個指標都選“1”的有37人,占0.32%。表3中,指標組合(0100)這種反應模式被識別為“機構養(yǎng)老”的后驗概率,僅為57.71%,說明只根據“機構養(yǎng)老選擇”這一個指標來判定老年人機構養(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,本文基于多指標聯(lián)合概率分析的識別結果會更加準確。

表3 個體反應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果進行加總,識別為“非機構養(yǎng)老”的有10718人,占93.87%,識別為“機構養(yǎng)老”的有700人,占6.13%,高于只依據“機構養(yǎng)老選擇”單一指標結果(2.88%)。這是因為“機構養(yǎng)老支持”“機構養(yǎng)老印象”“機構養(yǎng)老了解”等指標提供了更多信息。

表4中的分特征識別結果可為機構養(yǎng)老業(yè)、機構床位等供給側和老年人機構養(yǎng)老需求、政府需求側管理、市場需求等提供更豐富的參考信息。具體來說,城鎮(zhèn)戶籍老年人的機構養(yǎng)老意愿為8.23%,約為農村(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養(yǎng)老意愿在提升,說明機構養(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、財產性收入的意愿最強,二者可為機構養(yǎng)老提供穩(wěn)定可靠的經濟支持,而依靠家庭成員收入、政府補貼或資助、勞動工作所得等經濟來源相對不穩(wěn)定,機構養(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果

混合回歸模型是在測量分類型潛變量“機構養(yǎng)老”的基礎上,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濟類變量,包括每月的養(yǎng)老金、救助金、高齡津貼、居家養(yǎng)老服務補貼,以及目前占第一位的經濟收入來源;接著加入社區(qū)類型、社區(qū)醫(yī)養(yǎng)服務使用、社區(qū)活動場所或設施;最后加入年齡、學歷、性別、婚姻、戶籍、健康、子女數等人口學及家庭變量。估計結果如表5所示。

表5 混合回歸模型估計結果

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

第一,社會保障制度的保障型給付提高了機構養(yǎng)老意愿,而福利型給付降低了機構養(yǎng)老意愿。養(yǎng)老金收入對機構養(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,機構養(yǎng)老意愿上升0.0164%(優(yōu)勢比OR=1.000164,下同)。救助金對機構養(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,機構養(yǎng)老意愿上升0.15%。高齡津貼則對機構養(yǎng)老意愿具有10%水平的顯著負向影響,高齡津貼月收入每增多1元,機構養(yǎng)老意愿降低0.23%;居家養(yǎng)老服務補貼的影響系數也為負,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,且救助金領取者本身屬于民政“兜底”的機構養(yǎng)老收住對象。高齡津貼、居家養(yǎng)老服務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,我國絕大多數老年人真正偏好的養(yǎng)老模式是居家社區(qū)養(yǎng)老。機構養(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,因此降低了機構養(yǎng)老意愿。這說明老年人內在的需求偏好才是決定其養(yǎng)老消費模式的真正原因,并非直觀認為的那樣,老年人不去機構養(yǎng)老是因為支付不起,進而推斷當老年人收入水平提高了,就會增加對機構養(yǎng)老服務的消費。

第二,老年人機構養(yǎng)老意愿隨著收入來源穩(wěn)定性的上升而相應增強。財產性收入、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依次減小。相比對照組的自己勞動或工作所得,財產性收入為第一來源的機構養(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,財產性收入、養(yǎng)老金的穩(wěn)定性最強,老年人對其支配權最大,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)的補貼或資助的經濟穩(wěn)定性更低。不難看出,回歸系數的差異反映了五種收入來源的穩(wěn)定性對機構養(yǎng)老意愿的影響差別,說明老年人入住養(yǎng)老機構須有穩(wěn)定持續(xù)的經濟收入來源做支撐,并且從回歸系數的大小來看,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)定性對機構養(yǎng)老意愿的影響更強。

第三,熟人社區(qū)、非農社區(qū)的老年人的機構養(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)、農村社區(qū)、村改居或村居合并或城中村的老年人的機構養(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的大小,發(fā)現農村社區(qū)老年人比城鎮(zhèn)社區(qū)老年人的機構養(yǎng)老意愿更低。

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

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

五、結論與政策建議

CLASS 2018年數據顯示老年人有機構養(yǎng)老需要的占41.69%,本文使用潛類別模型及四個測量指標,識別出樣本老年人的機構養(yǎng)老意愿為6.13%,老年人機構養(yǎng)老需要與機構養(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果可知,社會保障制度中的保障型給付提高了機構養(yǎng)老意愿,而福利型給付降低了機構養(yǎng)老意愿;收入來源穩(wěn)定性的上升也會相應增強老年人的機構養(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)結合、老年人活動場所或設施配置能提高老人的機構養(yǎng)老意愿。男性、無配偶、城鎮(zhèn)戶籍、更年輕、更高學歷、更高健康程度、更少子女等特征老年人的機構養(yǎng)老意愿更強。

本文認為應注意區(qū)分老年人的機構養(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);機構養(yǎng)老意愿更多取決于老年人對機構養(yǎng)老模式及意向養(yǎng)老機構的認可和接受,癥結更多是目前被問診較多的供需失衡、資源錯配等供給側原因;既有機構養(yǎng)老意愿又有購買支付能力則形成了機構養(yǎng)老需求,故從機構養(yǎng)老意愿到機構養(yǎng)老需求的癥結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;機構養(yǎng)老消費則主要取決于老年人及其家庭的購買力、機構養(yǎng)老服務價格等原因。故而,盡管現有研究大多從老年人購買能力不足、供需失衡、資源錯配、服務質量等原因入手來解決我國養(yǎng)老機構的發(fā)展困境,但本文認為政策起點應發(fā)力于縮小老年人機構養(yǎng)老需要與意愿之間的缺口,在此基礎上,再來探究如何提高機構養(yǎng)老需求、機構養(yǎng)老使用或消費等,才更合邏輯,更利于探索如何促進我國機構養(yǎng)老服務業(yè)合理有序、健康發(fā)展。

依據本文實證結果,提高老年人機構養(yǎng)老意愿首先要提升老年人對機構養(yǎng)老服務的認可或接受程度,更應從文化、習俗、認知、偏好、印象、質量等原因入手。本文提出如下政策建議:第一,改變老年人及其家人對養(yǎng)老機構傳統(tǒng)負面的刻板印象。養(yǎng)老機構的布局設置要符合離家近、離醫(yī)院近、收費低、入住門檻費用低、服務質量好、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性收入、養(yǎng)老金等來源的自主權,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、活動場所或設施,使之更具“似機構”養(yǎng)老環(huán)境,發(fā)揮好在機構養(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養(yǎng)老方式。