張丹

摘 要：本研究在CHARLS調(diào)查所獲得的微觀數(shù)據(jù)的基礎上進行，首先對老年人養(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)濟狀況等方面的6個變量進行關聯(lián)分析，再通過二項Logistic回歸模型，將是否選擇機構養(yǎng)老作為被解釋變量進行回歸分析。結(jié)果表明非機構養(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)濟狀況等因素與老年人養(yǎng)老方式的選擇存在顯著的關聯(lián)并對選擇結(jié)果產(chǎn)生影響。

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

中圖分類號：F840 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）07-0101-04

引言

養(yǎng)老是古老的社會現(xiàn)象，中國將孝敬老人作為重要的民族文化加以傳承，進入到新時期后，受到社會、經(jīng)濟、文化等方面的變化所帶來的影響，養(yǎng)老也逐步從社會現(xiàn)象演變成為社會問題，如何實現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標、更好地滿足老年人的養(yǎng)老需求是當前全社會所關注的重點。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個百分點，達到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、經(jīng)濟的變遷和發(fā)展，老年人養(yǎng)老方式的選擇也是不斷變動的，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)實情況，對于實現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標具有重要意義。

一、數(shù)據(jù)來源和研究設計

（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 個縣、區(qū)中的 450 個村、居，對10 257 戶家庭的 17 708位個人進行了訪問，在對縣市、村居、家戶和個人進行多層次抽樣的基礎上，通過問卷和訪談的方式收集數(shù)據(jù)，經(jīng)評估表明該數(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，對老年人養(yǎng)老方式選擇的影響因素進行分析探討。

（二）研究設計

1.研究方法

本研究采取描述性分析和二項Logistic回歸分析相結(jié)合的統(tǒng)計方法，利用Excel 2007軟件建立起數(shù)據(jù)庫，并通過SPSS 20.0軟件進行二項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，利用卡方檢驗對老年人養(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)濟自評等方面進行統(tǒng)計分析。通過SPSS 20.0軟件計算卡方統(tǒng)計量及其對應的P值，在給定的顯著性水平下，判斷變量之間是否相互關聯(lián)（見下頁表1）。

（2）二項Logistic回歸模型分析

在描述性分析的基礎上，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“機構養(yǎng)老方式”和“非機構養(yǎng)老方式”兩種，并將“機構養(yǎng)老方式”賦值為1，將“非機構養(yǎng)老方式”賦值為0，通過SPSS 20.0軟件建立起二項Logistic回歸模型，進行進一步的統(tǒng)計分析。所構造的二項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時的概率，由于yi是取值為0和1的離散隨機變量，所以1-pi 是yi取值為0時的概率，可以視為yi取值為1時的發(fā)生比，通過Logit變換，建立起Logistic回歸模型。當其余的解釋變量不發(fā)生改變時，解釋變量xi每增加一個單位，將引起ln

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

2.研究理論假設

基于上述研究設計，本研究提出以下理論假設：假設一，相較于機構養(yǎng)老方式而言，非機構養(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)濟狀況等方面的因素存在關聯(lián)，這些因素對老年人養(yǎng)老方式的選擇產(chǎn)生影響。

二、統(tǒng)計分析結(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)老機構和其他。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，老年人對子女照顧型的選擇處于首位，49.7%的老年人認為與子女共同居住是最為理想的養(yǎng)老方式；對于子女—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)中分開居住；對于自我—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)；對于社會—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)老機構作為理想的養(yǎng)老方式；其他類型的選擇比重為1.2%。從機構與非機構的角度來看，可將子女照顧型（與子女同?。?、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為非機構養(yǎng)老方式，將社會—自我照顧型（入住養(yǎng)老院）歸為機構養(yǎng)老方式。在這一劃分標準下，選擇非機構養(yǎng)老方式的老年人共計3 969位，占樣本比重的97.5%，選擇機構養(yǎng)老方式的老年人共計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聯(lián)分析

通過卡方檢驗對老年人養(yǎng)老方式的選擇與其在人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟狀況幾個方面的變量進行關聯(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)計結(jié)果未通過卡方檢驗（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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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。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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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。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)計結(jié)果未通過卡方檢驗（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聯(lián)。其次，老年人養(yǎng)老方式的選擇與健康狀況變量的關聯(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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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聯(lián)。最后，老年人養(yǎng)老方式的選擇與經(jīng)濟狀況變量的關聯(lián)分析。從經(jīng)濟狀況來看，樣本中自評為非常高的老年人比重為0.3%，自評為偏上的老年人比重為3.4%，自評為中等的老年人比重為52.8%，自評為偏下的老年人比重為30.1%，自評為貧困的老年人比重為13.4%。統(tǒng)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（χ2=

15.064，P=0.005），表明經(jīng)濟狀況自評與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關聯(lián)。綜上所述，老年人在年齡、婚姻、健康、經(jīng)濟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關系。

（二）二項Logistic回歸模型分析結(jié)果

關聯(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系，為了進一步探究解釋變量對于被解釋變量的影響，將在關聯(lián)分析的基礎上，通過二項Logistic回歸模型對于被解釋變量進行回歸分析。本研究將“機構養(yǎng)老方式”賦值為1，“非機構養(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)濟狀況類變量（經(jīng)濟狀況自評）轉(zhuǎn)化為虛擬變量，作為解釋變量引入模型。在二項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?。?、經(jīng)濟狀況自評（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)濟狀況類的變量（經(jīng)濟狀況自評）后，進入模型的變量有經(jīng)濟狀況自評（貧困）。

將所有解釋變量加入二項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相關關系，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構養(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構養(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構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(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構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(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)濟狀況方面。經(jīng)濟自評為貧困的老年人更傾向于選擇機構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(yǎng)老方式的發(fā)生比是自評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Logistic回歸模型分析，本研究所提出的假設得到了較好的支持，得出以下結(jié)論：第一，相較于機構養(yǎng)老方式而言，非機構養(yǎng)老方式依然是老年人的主要選擇。第二，受社會、經(jīng)濟環(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，子女照顧和機構照顧之間的空缺為社區(qū)養(yǎng)老服務的發(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)濟狀況上的差異與養(yǎng)老方式的選擇有顯著關聯(lián)。處于70～90歲年齡段的老年人更傾向于選擇非機構養(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)濟狀況較為貧困的老年人更傾向于選擇機構養(yǎng)老方式。

結(jié)合日益嚴峻的養(yǎng)老問題來看，本研究為實現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標提供了以下啟示：第一，應維護家庭的養(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)義務的子女在稅收上的減免、對孝敬老人的子女進行獎勵和表彰等，并對不履行贍養(yǎng)義務、損害老年人權益的行為進行嚴厲打擊，鞏固和維護敬老愛老的優(yōu)良傳統(tǒng)。第二，應大力發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務，為家庭養(yǎng)老提供有益補充。隨著社會、經(jīng)濟的變遷與發(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，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，實現(xiàn)老有所養(yǎng)目標的重要途徑。第三，應完善機構養(yǎng)老服務，發(fā)揮養(yǎng)老機構的基本功能。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構養(yǎng)老方式，這在一定程度上體現(xiàn)出了養(yǎng)老機構對于這一部分弱勢老年人群體的重要性，不斷完善機構養(yǎng)老服務，將有助于更好地滿足老年弱勢群體的養(yǎng)老需求，實現(xiàn)社會的公平正義。

參考文獻：

[1] 王石泉.中國老年社會保障制度與服務體系的重建[M].上海：上海社會科學院出版社，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)與社會保障研究[M].廣州：中山大學出版社，2011：104.

[責任編輯 陳麗敏]endprint

2.養(yǎng)老方式的選擇與變量間的關聯(lián)分析

通過卡方檢驗對老年人養(yǎng)老方式的選擇與其在人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟狀況幾個方面的變量進行關聯(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)計結(jié)果未通過卡方檢驗（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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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。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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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。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)計結(jié)果未通過卡方檢驗（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聯(lián)。其次，老年人養(yǎng)老方式的選擇與健康狀況變量的關聯(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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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聯(lián)。最后，老年人養(yǎng)老方式的選擇與經(jīng)濟狀況變量的關聯(lián)分析。從經(jīng)濟狀況來看，樣本中自評為非常高的老年人比重為0.3%，自評為偏上的老年人比重為3.4%，自評為中等的老年人比重為52.8%，自評為偏下的老年人比重為30.1%，自評為貧困的老年人比重為13.4%。統(tǒng)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（χ2=

15.064，P=0.005），表明經(jīng)濟狀況自評與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關聯(lián)。綜上所述，老年人在年齡、婚姻、健康、經(jīng)濟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關系。

（二）二項Logistic回歸模型分析結(jié)果

關聯(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系，為了進一步探究解釋變量對于被解釋變量的影響，將在關聯(lián)分析的基礎上，通過二項Logistic回歸模型對于被解釋變量進行回歸分析。本研究將“機構養(yǎng)老方式”賦值為1，“非機構養(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)濟狀況類變量（經(jīng)濟狀況自評）轉(zhuǎn)化為虛擬變量，作為解釋變量引入模型。在二項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?。⒔?jīng)濟狀況自評（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)濟狀況類的變量（經(jīng)濟狀況自評）后，進入模型的變量有經(jīng)濟狀況自評（貧困）。

將所有解釋變量加入二項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相關關系，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構養(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構養(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構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(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構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(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)濟狀況方面。經(jīng)濟自評為貧困的老年人更傾向于選擇機構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(yǎng)老方式的發(fā)生比是自評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Logistic回歸模型分析，本研究所提出的假設得到了較好的支持，得出以下結(jié)論：第一，相較于機構養(yǎng)老方式而言，非機構養(yǎng)老方式依然是老年人的主要選擇。第二，受社會、經(jīng)濟環(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，子女照顧和機構照顧之間的空缺為社區(qū)養(yǎng)老服務的發(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)濟狀況上的差異與養(yǎng)老方式的選擇有顯著關聯(lián)。處于70～90歲年齡段的老年人更傾向于選擇非機構養(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)濟狀況較為貧困的老年人更傾向于選擇機構養(yǎng)老方式。

結(jié)合日益嚴峻的養(yǎng)老問題來看，本研究為實現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標提供了以下啟示：第一，應維護家庭的養(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)義務的子女在稅收上的減免、對孝敬老人的子女進行獎勵和表彰等，并對不履行贍養(yǎng)義務、損害老年人權益的行為進行嚴厲打擊，鞏固和維護敬老愛老的優(yōu)良傳統(tǒng)。第二，應大力發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務，為家庭養(yǎng)老提供有益補充。隨著社會、經(jīng)濟的變遷與發(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，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，實現(xiàn)老有所養(yǎng)目標的重要途徑。第三，應完善機構養(yǎng)老服務，發(fā)揮養(yǎng)老機構的基本功能。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構養(yǎng)老方式，這在一定程度上體現(xiàn)出了養(yǎng)老機構對于這一部分弱勢老年人群體的重要性，不斷完善機構養(yǎng)老服務，將有助于更好地滿足老年弱勢群體的養(yǎng)老需求，實現(xiàn)社會的公平正義。

參考文獻：

[1] 王石泉.中國老年社會保障制度與服務體系的重建[M].上海：上海社會科學院出版社，2008：169.

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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)與社會保障研究[M].廣州：中山大學出版社，2011：104.

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2.養(yǎng)老方式的選擇與變量間的關聯(lián)分析

通過卡方檢驗對老年人養(yǎng)老方式的選擇與其在人口特質(zhì)、健康狀況、經(jīng)濟狀況幾個方面的變量進行關聯(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)計結(jié)果未通過卡方檢驗（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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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。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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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。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)計結(jié)果未通過卡方檢驗（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聯(lián)。其次，老年人養(yǎng)老方式的選擇與健康狀況變量的關聯(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)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（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聯(lián)。最后，老年人養(yǎng)老方式的選擇與經(jīng)濟狀況變量的關聯(lián)分析。從經(jīng)濟狀況來看，樣本中自評為非常高的老年人比重為0.3%，自評為偏上的老年人比重為3.4%，自評為中等的老年人比重為52.8%，自評為偏下的老年人比重為30.1%，自評為貧困的老年人比重為13.4%。統(tǒng)計結(jié)果在0.01的顯著水平下通過卡方檢驗（χ2=

15.064，P=0.005），表明經(jīng)濟狀況自評與養(yǎng)老方式的選擇之間有顯著關聯(lián)。綜上所述，老年人在年齡、婚姻、健康、經(jīng)濟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關系。

（二）二項Logistic回歸模型分析結(jié)果

關聯(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系，為了進一步探究解釋變量對于被解釋變量的影響，將在關聯(lián)分析的基礎上，通過二項Logistic回歸模型對于被解釋變量進行回歸分析。本研究將“機構養(yǎng)老方式”賦值為1，“非機構養(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)濟狀況類變量（經(jīng)濟狀況自評）轉(zhuǎn)化為虛擬變量，作為解釋變量引入模型。在二項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?。⒔?jīng)濟狀況自評（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)濟狀況類的變量（經(jīng)濟狀況自評）后，進入模型的變量有經(jīng)濟狀況自評（貧困）。

將所有解釋變量加入二項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相關關系，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構養(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構養(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構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(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構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(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)濟狀況方面。經(jīng)濟自評為貧困的老年人更傾向于選擇機構養(yǎng)老方式，其選擇機構養(yǎng)老方式的發(fā)生比是自評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Logistic回歸模型分析，本研究所提出的假設得到了較好的支持，得出以下結(jié)論：第一，相較于機構養(yǎng)老方式而言，非機構養(yǎng)老方式依然是老年人的主要選擇。第二，受社會、經(jīng)濟環(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，子女照顧和機構照顧之間的空缺為社區(qū)養(yǎng)老服務的發(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)濟狀況上的差異與養(yǎng)老方式的選擇有顯著關聯(lián)。處于70～90歲年齡段的老年人更傾向于選擇非機構養(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)濟狀況較為貧困的老年人更傾向于選擇機構養(yǎng)老方式。

結(jié)合日益嚴峻的養(yǎng)老問題來看，本研究為實現(xiàn)老有所養(yǎng)的目標提供了以下啟示：第一，應維護家庭的養(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)義務的子女在稅收上的減免、對孝敬老人的子女進行獎勵和表彰等，并對不履行贍養(yǎng)義務、損害老年人權益的行為進行嚴厲打擊，鞏固和維護敬老愛老的優(yōu)良傳統(tǒng)。第二，應大力發(fā)展社區(qū)養(yǎng)老服務，為家庭養(yǎng)老提供有益補充。隨著社會、經(jīng)濟的變遷與發(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，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，實現(xiàn)老有所養(yǎng)目標的重要途徑。第三，應完善機構養(yǎng)老服務，發(fā)揮養(yǎng)老機構的基本功能。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構養(yǎng)老方式，這在一定程度上體現(xiàn)出了養(yǎng)老機構對于這一部分弱勢老年人群體的重要性，不斷完善機構養(yǎng)老服務，將有助于更好地滿足老年弱勢群體的養(yǎng)老需求，實現(xiàn)社會的公平正義。

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