馮紅霞，羅 旭

（1.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，甘肅蘭州， 730020；2.蘭州理工大學(xué)經(jīng)管學(xué)院，甘肅蘭州 730050）

一、引言

近年來，我國老年人口增長迅速，到2021 年底，60 歲以上人口達(dá)26，736 萬人，占全國人口的18.9%；65 歲以上老人已經(jīng)達(dá)到20，056 萬人，占全國人口的14.2%。老年人的養(yǎng)老問題成為重要的社會問題，直接影響我國經(jīng)濟(jì)社會的健康發(fā)展。廣大城市地區(qū)經(jīng)過多年來的建設(shè)，形成了較為完善的養(yǎng)老保障體系和服務(wù)體系。但相比城市地區(qū)，農(nóng)村養(yǎng)老保障體系和服務(wù)體系建設(shè)滯后，老齡問題更加突出。其中，西北農(nóng)村地區(qū)多年來一直作為人力資源的主要輸出地，為中東部地區(qū)輸送了大量的勞動力，對促進(jìn)中東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出較大貢獻(xiàn)，但因此也造成了西北農(nóng)村空心、空巢家庭比重較高的現(xiàn)實(shí)。隨著我國脫貧攻堅(jiān)取得全面勝利和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深入施行，西北農(nóng)村地區(qū)在農(nóng)民收入、人居環(huán)境、村風(fēng)民風(fēng)、養(yǎng)老意識等方面都有了巨大進(jìn)步，市場化養(yǎng)老服務(wù)需求逐漸增加。這就需要當(dāng)?shù)卣叨戎匾?，并整合有效資源，采取切實(shí)可行措施，構(gòu)建和完善市場化農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)體系，確保西北農(nóng)村老人的養(yǎng)老需求，進(jìn)而提升養(yǎng)老質(zhì)量。

目前，國內(nèi)對農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)的研究主要有實(shí)證研究與定性研究兩個(gè)方面。吉鵬、李放（2020）通過對江蘇農(nóng)村老年人的市場化居家養(yǎng)老服務(wù)需求狀況的實(shí)地調(diào)查分析，得出農(nóng)村老人對市場化居家養(yǎng)老服務(wù)項(xiàng)目有一定的需求意愿，但需求程度整體不高。農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)的需求受多種因素影響，不同因素對不同類別居家養(yǎng)老服務(wù)的影響程度表現(xiàn)出顯著的差異性。[1]匡敏、何飛（2018）根據(jù)中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查的調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析“新農(nóng)?！睂夏耆私】禒顩r的正向因果關(guān)系，并提出農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)優(yōu)化的路徑。[2]姚兆余、陳日勝、蔣浩君（2018）通過對12 個(gè)省市自治區(qū)農(nóng)村老年人問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)，分析家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)村老年人居家養(yǎng)老服務(wù)需求的影響。研究指出，家庭類型和代際關(guān)系對農(nóng)村老年人居家養(yǎng)老服務(wù)需求存在影響，在核心家庭、主干家庭和聯(lián)合家庭的農(nóng)村老年人，對居家養(yǎng)老服務(wù)的需求依次降低。家人照料滿足度越高，子女探望頻率越高，農(nóng)村老年人居家養(yǎng)老服務(wù)需求的可能性越低。[3]鄭吉友、李兆友（2017）對遼寧省農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)供需狀況進(jìn)行調(diào)查，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型分析法，分析農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)供給水平的內(nèi)在結(jié)構(gòu)與邏輯機(jī)理，提出要尊重農(nóng)村老年人的養(yǎng)老需求意愿，加大居家養(yǎng)老服務(wù)政策支持力度，注重公共性供給，優(yōu)化農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)供給機(jī)制，提升農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)水平。[4]張國平（2014）對江蘇農(nóng)村老年人的進(jìn)行調(diào)查得出訪談數(shù)據(jù)，研究采用Logistic 模型分別對養(yǎng)老居住地意愿、醫(yī)療服務(wù)意愿、家政服務(wù)意愿、文化娛樂服務(wù)意愿、居家養(yǎng)老服務(wù)購買意愿的影響因素進(jìn)行了分析。[5]王俊文、楊文（2014）通過對江西贛州11 個(gè)縣的440 位老人調(diào)查獲得數(shù)據(jù)，從生活照料需求、醫(yī)療服務(wù)需求、精神文化需求三個(gè)方面進(jìn)行深入分析，得出農(nóng)村老年人的養(yǎng)老服務(wù)需求已經(jīng)呈現(xiàn)多元化的態(tài)勢，并針對性地提出加強(qiáng)和完善農(nóng)村養(yǎng)老體系建設(shè)的對策。[6]定性研究如：劉智勇、賈先文（2019）指出，農(nóng)村社區(qū)傳統(tǒng)宗族文化、熟人社會、社區(qū)記憶和鄉(xiāng)土意識促使農(nóng)村老人需要延續(xù)傳統(tǒng)居家養(yǎng)老模式。尊重傳統(tǒng)文化與農(nóng)村現(xiàn)實(shí)，利用農(nóng)村社區(qū)社會資本，推行不離開鄉(xiāng)土的農(nóng)村養(yǎng)老社區(qū)化模式具有重要的實(shí)踐價(jià)值。[7]李躍亮、魯可榮（2018）指出，農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)尚處于基本滿足“老有所養(yǎng)”的物質(zhì)性養(yǎng)老，難以實(shí)現(xiàn)“老有所樂”和“老有所為”的精神性養(yǎng)老。并以浙江3個(gè)案例村為調(diào)查對象，探索傳統(tǒng)村落保護(hù)與居家養(yǎng)老服務(wù)的協(xié)同發(fā)展效應(yīng)及創(chuàng)新路徑。[8]杜智民、康芳（2020）提出，當(dāng)前農(nóng)村社區(qū)居家養(yǎng)老在服務(wù)對象甄別、服務(wù)內(nèi)容供給、服務(wù)保障支撐的瞄準(zhǔn)方面存在非精準(zhǔn)化問題。提高農(nóng)村社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)需求與供給的適配度需要精準(zhǔn)識別需求、精準(zhǔn)實(shí)施供給、精準(zhǔn)獲取支持。[9]袁國玲、冼海洲（2014）從政府層面、社區(qū)層面、家庭層面分析了農(nóng)村養(yǎng)老的現(xiàn)實(shí)約束，提出農(nóng)村養(yǎng)老已突破了家庭范圍，給整個(gè)社會提出了新的要求，應(yīng)以需求為導(dǎo)向從整個(gè)社會資源的整合與開發(fā)角度改善養(yǎng)老服務(wù)。[10]

以上研究都對促進(jìn)農(nóng)村居家養(yǎng)老快速健康發(fā)展提出了有效建議。但很少有學(xué)者研究西北欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村居家養(yǎng)老服務(wù)。西北農(nóng)村老人由于地域限制，其觀念與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)及城鎮(zhèn)老人的觀念相差很大，他們能不能接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，最希望得到的服務(wù)內(nèi)容是什么, 什么因素會影響他們的選擇，應(yīng)該建立什么樣的服務(wù)體系才能更好地滿足老人的養(yǎng)老需求，提升其養(yǎng)老生活質(zhì)量?；谶@些問題，本文研究思路是先對西北農(nóng)村老年人進(jìn)行實(shí)地調(diào)查，了解其接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿程度與影響因素，并采用Logistic 模型系統(tǒng)分析不同因素對老人接受社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)意愿的影響程度。進(jìn)而根據(jù)西北農(nóng)村現(xiàn)實(shí)狀況，給出切實(shí)可行的對策。

二、數(shù)據(jù)來源與研究假設(shè)

（一）數(shù)據(jù)來源 課題組選取了甘肅省經(jīng)濟(jì)發(fā)展較慢的3個(gè)縣：清水縣、會寧縣和鎮(zhèn)原縣，每個(gè)縣各抽取一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的3個(gè)自然村，共9個(gè)自然村，采取隨機(jī)抽樣的方法，入戶調(diào)查。共發(fā)放問卷280份，收回問卷264份，回收率為94.3%。經(jīng)篩查，剔除填寫不完整等無效問卷，獲得有效問卷243份，占發(fā)放問卷總數(shù)的86.8%。

在243 份有效問卷中，男性占52.26%，女性占47.74%，男女比例基本均衡。年齡在60-65歲之間的占21.40%，66-70 歲之間的占22.63%，71-75 歲之間的占22.22%，76-80 歲之間的占20.16%，80 歲以上的占13.58%，樣本的年齡分布基本均衡。在所有調(diào)查對象中，文盲占到44.44%，小學(xué)文化程度占36.63%，初中文化程度占16.05%，高中以上文化程度占2.88%。調(diào)查結(jié)果表明，西北農(nóng)村地區(qū)老人的文化層次普遍偏低。

（二）研究假設(shè) 西北農(nóng)村老人是否愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，在多大程度上愿意接受，這是一個(gè)復(fù)雜的選擇行為，受到多方面因素的影響?；诖?，我們針對西北農(nóng)村老年人的具體特征，提出以下研究假設(shè)：

1.個(gè)體特征方面

假設(shè)老人的年齡、性別、文化程度、身體健康狀況、生活自理能力都對其是否愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)有一定程度的影響。假設(shè)老人年齡越大，越傾向于接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)；年齡越小，越不愿接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，而更傾向于接受本家庭養(yǎng)老照料。因?yàn)榕酝ǔ８矚g與人交往，適應(yīng)能力更強(qiáng)。本研究假定女性接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)意愿更強(qiáng)，男性相對較弱。文化程度越高，思想觀念越開放。假定文化程度越高，越愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)和機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。假定身體健康狀況越好，自理能力越強(qiáng)，其接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)意愿越弱，反之則越強(qiáng)。

2.家庭特征方面

因?yàn)殡x異或喪偶的老人通常更需要生活照料，更容易產(chǎn)生孤獨(dú)感，更需要心理安慰與交流，所以假設(shè)離異或喪偶的老人比配偶健在的老人接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿更強(qiáng)。假設(shè)子女?dāng)?shù)量與愿意接受養(yǎng)老服務(wù)的意愿強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，無子女的老人和子女少的老人更需要市場化居家養(yǎng)老服務(wù)。假定老人與子女合住的情況下，接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿較低，因?yàn)樽优樟侠先烁奖?；?dú)居或子女外出打工的老人接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿更強(qiáng)烈。家庭年人均收入水平?jīng)Q定了老年人的經(jīng)濟(jì)支付能力，因此假定家庭年人均收入水平越高，老人選擇市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的可能性越大，反之越小。假定經(jīng)濟(jì)來源也會影響老人接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿程度。假定靠政府補(bǔ)貼和無可靠經(jīng)濟(jì)來源的老人更傾向于選擇市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，靠子女供養(yǎng)的老人選擇市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿次之，自己打工和靠儲蓄養(yǎng)老的老人接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)的意愿最小。

三、變量選擇與模型構(gòu)建

根據(jù)前文的研究假設(shè)，在兩大類變量特征中選擇了9 個(gè)變量作為解釋變量，第一類是個(gè)人特征變量，主要有性別、年齡、身體健康狀況、文化程度。第二類是家庭特征變量，主要有婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量、居住狀況、家庭年人均收入、經(jīng)濟(jì)來源。關(guān)于西北農(nóng)村老人是否愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，有愿意和不愿意接受兩種情況。將老人是否愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)這一變量分解為四個(gè)變量：生活照料服務(wù)意愿、醫(yī)療保健服務(wù)意愿、精神慰藉服務(wù)意愿和文化娛樂服務(wù)意愿，分別作為被解釋變量。這四個(gè)變量中，只要有一個(gè)變量顯示為有，則說明老人愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)；四個(gè)變量都顯示為無，則說明老人不愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)。變量賦值如下（表1）：

表1 變量賦值

四、計(jì)量結(jié)果與分析

總樣本中，有181位老人愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，占74.49%。其中118 位老人有生活照料服務(wù)意愿，173 位老人有醫(yī)療保健服務(wù)意愿，79 位老人有精神慰藉服務(wù)意愿，39 位老人有文化娛樂服務(wù)意愿。有62 位老人不愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，占25.51%。從調(diào)查結(jié)果來看，大部分老人能夠接受居家養(yǎng)老模式，愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)。因此，研究在西北農(nóng)村地區(qū)構(gòu)建和完善市場化居家養(yǎng)老服務(wù)體系具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

（一）計(jì)量結(jié)果

1.生活照料服務(wù)意愿

運(yùn)用Logistic二元回歸模型對西北農(nóng)村老年人接受生活照料服務(wù)意愿的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果見表2。其中考克斯-斯奈爾R2為0.607，內(nèi)戈?duì)柨芌2為0.809，接近于1，擬合優(yōu)度較好；霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)顯著性為0.437〉0.05，檢驗(yàn)通過；入選方程中的變量的有年齡、健康狀況及常量，Exp(B)的置信區(qū)間符合要求，顯著性符合要求。

表2 生活照料服務(wù)意愿影響因素回歸結(jié)果

2.醫(yī)療保健服務(wù)意愿

運(yùn)用Logistic二元回歸模型對西北農(nóng)村老年人接受醫(yī)療保健服務(wù)意愿的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果見表3。其中考克斯-斯奈爾R2為0.522，內(nèi)戈?duì)柨芌2為0.747，接近于1，擬合優(yōu)度較好；霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)顯著性為0.114〉0.05，檢驗(yàn)通過；入選方程中的變量的有健康狀況、子女?dāng)?shù)量、主要經(jīng)濟(jì)來源及常量，Exp(B)的置信區(qū)間符合要求，顯著性符合要求。

表3 醫(yī)療保健服務(wù)意愿影響因素回歸結(jié)果

3.精神慰藉服務(wù)意愿

運(yùn)用Logistic二元回歸模型對西北農(nóng)村老年人接受精神慰藉服務(wù)意愿的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果見表4。其中考克斯-斯奈爾R2為0.585，內(nèi)戈?duì)柨芌2為0.816，接近于1，擬合優(yōu)度較好；霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)顯著性為0.594〉0.05，檢驗(yàn)通過；入選方程中的變量的有年齡、子女?dāng)?shù)量及常量，Exp(B)的置信區(qū)間符合要求，顯著性符合要求。

表4 精神慰藉服務(wù)意愿影響因素回歸結(jié)果

4.文化娛樂服務(wù)意愿

運(yùn)用Logistic二元回歸模型對西北農(nóng)村老年人接受文化娛樂服務(wù)意愿的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果見表5。其中考克斯-斯奈爾R2為0.585，內(nèi)戈?duì)柨芌2為0.816，接近于1，擬合優(yōu)度較好；霍斯默-萊梅肖檢驗(yàn)顯著性為0.594〉0.05，檢驗(yàn)通過；入選方程中的變量的有年齡、子女?dāng)?shù)量及常量，Exp(B)的置信區(qū)間符合要求，顯著性符合要求。

表5 文化娛樂服務(wù)意愿影響因素回歸結(jié)果

（二）結(jié)果分析 從以上計(jì)量結(jié)果可以看出，不同服務(wù)意愿強(qiáng)度受不同因素的影響。

1.生活照料服務(wù)意愿主要受年齡、健康狀況的影響顯著。其中年齡對生活照料服務(wù)意愿有正向影響；健康狀況對生活照料服務(wù)意愿有負(fù)向影響。這表明：隨著年齡的增加，身體越來越虛弱，老人對生活照料需求越強(qiáng)烈。如果年齡越小、身體越健康、硬朗，對生活照料服務(wù)意愿強(qiáng)度就會降低。

2.醫(yī)療保健服務(wù)意愿受健康狀況、子女?dāng)?shù)量、主要經(jīng)濟(jì)來源影響顯著。其中主要經(jīng)濟(jì)來源對醫(yī)療保健服務(wù)意愿有正向影響；健康狀況、子女?dāng)?shù)量對醫(yī)療保健服務(wù)意愿有負(fù)向影響。這說明：健康狀況越好、子女?dāng)?shù)量越多，對醫(yī)療保健服務(wù)意愿越弱；健康狀況越差，疾病增加，對醫(yī)療保健服務(wù)意愿越強(qiáng)；主要經(jīng)濟(jì)來源為子女供養(yǎng)與政府補(bǔ)貼的，接受醫(yī)療保健服務(wù)的意愿較強(qiáng)；主要經(jīng)濟(jì)來源為打工務(wù)農(nóng)及個(gè)人儲蓄的，接受醫(yī)療保健服務(wù)的意愿較弱。

3.精神慰藉服務(wù)意愿受年齡、子女?dāng)?shù)量的影響顯著。其中年齡對精神慰藉服務(wù)意愿有正向影響，說明年齡越大，越需要精神安慰和關(guān)懷；子女?dāng)?shù)量對精神慰藉服務(wù)意愿有負(fù)向影響，說明子女?dāng)?shù)量越多，精神慰藉服務(wù)意愿越弱。

4.文化娛樂服務(wù)意愿受婚姻狀況、主要經(jīng)濟(jì)來源的影響顯著，其中婚姻狀況對文化娛樂服務(wù)意愿有負(fù)向影響，說明配偶健在的老人，文化娛樂服務(wù)意愿較強(qiáng)；離異和喪偶老人文化娛樂服務(wù)意愿較弱。主要經(jīng)濟(jì)來源對文化娛樂服務(wù)意愿有正向影響，這說明主要經(jīng)濟(jì)來源為子女供養(yǎng)與政府補(bǔ)貼的老人，對文化娛樂需求較強(qiáng)。

另外，在每一個(gè)Logistic回歸模型中，通過統(tǒng)計(jì)分析，都發(fā)現(xiàn)有一些變量指標(biāo)對相關(guān)服務(wù)意愿的影響并不顯著，也無法得出這些變量與相關(guān)意愿之間的關(guān)系。其中，性別、文化程度與居住狀況對四類服務(wù)意愿的影響都不顯著，不能得出它們與四種服務(wù)意愿之間的關(guān)系。

五、結(jié)論與對策建議

本文利用實(shí)地調(diào)查所得到的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對西北農(nóng)村老人市場化居家養(yǎng)老的四類服務(wù)意愿及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，西北農(nóng)村大部分老人愿意接受市場化居家養(yǎng)老服務(wù)，但服務(wù)意愿呈現(xiàn)出多元化和復(fù)雜化的特征。

針對西北農(nóng)村地區(qū)老人市場化居家養(yǎng)老服務(wù)意愿的具體特征與影響因素的不同，當(dāng)?shù)卣仨毑扇∏袑?shí)措施，構(gòu)建和完善市場化居家養(yǎng)老服務(wù)體系，提升西北農(nóng)村老人養(yǎng)老生活質(zhì)量。具體建議有：一是開展生活照料和醫(yī)療保健服務(wù)建設(shè)，保障老人的基本生活需求。在這兩方面服務(wù)體系基本完善的基礎(chǔ)上，逐步推進(jìn)精神慰藉服務(wù)和文化娛樂服務(wù)建設(shè)。二是在市場化居家服務(wù)體系建設(shè)中，政府起主導(dǎo)作用，但要廣泛吸納和引進(jìn)各種社會資源，鼓勵(lì)社會資本和民間資本進(jìn)入市場化居家服務(wù)體系建設(shè)。三是運(yùn)營模式要靈活多樣，既有免費(fèi)項(xiàng)目，也有收費(fèi)項(xiàng)目。但針對西北農(nóng)村農(nóng)民收入較低的實(shí)際情況，收費(fèi)項(xiàng)目必須控制在保本和微利水平，因此對民間資本投資的服務(wù)項(xiàng)目必須要提供相應(yīng)政策補(bǔ)貼和稅費(fèi)減免，還可根據(jù)實(shí)際情況給予政策傾斜，從而激發(fā)民間資本進(jìn)入市場化居家養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)的積極性。四是通過廣泛宣傳與動員，確保服務(wù)人員的數(shù)量需求。農(nóng)村市場化居家養(yǎng)老服務(wù)需要大量的服務(wù)人員，但是西北農(nóng)村交通不便，相鄰村莊距離較遠(yuǎn)，跨社區(qū)服務(wù)難度很大。所以當(dāng)?shù)卣槍?shí)際情況，盡量從本社區(qū)招納服務(wù)人員。留守婦女、低齡老人、留守學(xué)生、志愿者等都可以作為服務(wù)人員的來源，專職兼職均可。五是做好服務(wù)人員的培訓(xùn)工作，確保服務(wù)質(zhì)量。應(yīng)在縣以上行政區(qū)域設(shè)立專門的培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，對各類服務(wù)進(jìn)行認(rèn)證培訓(xùn)，實(shí)行持證上崗。六是在經(jīng)濟(jì)條件允許的情況下，逐步推行服務(wù)體系信息化建設(shè)，創(chuàng)新服務(wù)項(xiàng)目，提升服務(wù)質(zhì)量，縮小與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村市場化居家養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)的差距。