城市老人对非家庭养老方式的态度及其影响因素，本文主要内容关键词为：人对论文,态度论文,因素论文,方式论文,家庭论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
国家统计局公布的数据表明，1999年我国60岁以上老年人口占总人口的比重已达到10%，2000年65岁以上老年人口占总人口的比重将达到7%，标志着我国已开始进入老龄化社会。随着人口老龄化的到来， 我国家庭养老尤其是城市家庭养老的脆弱性已开始显现，非家庭养老方式正越来越受到社会的关注和老年人的青睐，具有较为可观的市场需求潜力。但如何将这种需求潜力转化为现实购买力，非家庭养老方式的开发还需要一个“适销对路”的研究过程。因而，进一步分析老年人对非家庭养老资源需求的内部差异性及其影响因素是十分必要的，它将为政府和社会针对一定的需求规模和目标人群发展非家庭养老事业提供决策依据，从而最大限度地发挥家庭养老的功能和利用家庭养老的“经济性”，最大限度地避免社会养老资源的盲目发展所造成的浪费。
在养老制度的历史变迁中，由于诸多因素的影响，城市往往比农村先行一步。就我国目前的国情看，城市也较农村更具开发非家庭养老事业的必要性和可行性。因此，本项研究先取城市老人作为研究对象，并结合“厦门市城区老年人生活及供养状况”抽样调查的实证资料，对影响老年人选择非家庭养老方式的因素进行定量分析。在此基础上，对发展我国非家庭养老事业提出若干建议。
一、研究背景与分析框架
近年来关于家庭养老和社会养老的研究文章不胜枚举。综合来看，主要侧重于3个方面的研究：一是家庭养老功能的脆弱性； 二是发展社会、社区养老事业的必要性；三是建立家庭养老与社会养老相结合的新型养老模式的可行性。从研究的内容看，宏观的研究较多，定性的研究较多，经济供养方面的研究较多，而从微观角度研究老人对养老方式的态度，尤其是多因素的定量研究，则并不多见。
非家庭养老方式有多种，在本次调查中例举了老年公寓、养老院、由亲友或邻居照顾、由街道或居委会照顾、雇保姆或钟点工等5 种方式。从经验数据和本次调查的结果看，老年公寓和养老院这两种方式较为普遍并得到较为广泛的认可。因而本文拟选取这两种方式作为非家庭养老方式的典型代表予以分析。影响老年人选择非家庭养老方式的因素涉及社会变量和经济变量，其中个人特征变量如年龄、性别、文化程度和婚姻状况影响着老年人对非家庭养老方式的主观看法，家庭特征变量如子女数、是否与子女同住在很大程度上决定着老人接受非家庭养老方式的必要程度。考虑到与已婚子女或是未婚子女、与儿子或是女儿同住对老人有着不同的影响，可以进一步将与子女同住这一变量细分为3 个变量：一是是否与未婚子女同住，二是是否与已婚儿子同住，三是是否与已婚女儿同住。对于城市老人来说，养老金收入是其生活来源的主要部分，因而在经济变量中，是否享受离退休待遇这一变量最能反映城市老人的自我经济保障能力，在很大程度上影响着老人选择非家庭养老方式的自我经济支付能力。鉴于此，并结合其它学者的研究成果，本文拟选取上述9个变量作为分析变量（见图1）。
图1 城市老人对非家庭养老方式态度影响因素的分析框架
表1变量的赋值及特征构成表*单位：%
变量 特征赋值
构成
是否赞成老年公寓 赞成 166.8
不赞成 033.2
是否赞成养老院赞成 172.5
不赞成 027.5
性别
男
145.9
女
054.1
64岁以下030.2
年龄65-74岁150.9
75岁以上218.9
文盲或半文盲 043.2
文化程度 小学 125.8
初中及以上
231.0
婚姻状况 有偶 162.2
无偶 037.8
子 没有子女0 1.5
女1个
110.8
数 1个以上 287.7
是否与未婚子女同住 是
125.2
否
074.8
是否与已婚儿子同住 是
151.4
否
048.6
是否与已婚女儿同住 是
110.5
否
089.5
是否享受离退休待遇 是
172.3
否
027.7
*样本数N＝981
二、研究资料与方法
数据来源 本项研究拟根据“厦门市城区老年人生活及供养状况调查”的资料进行分析。“厦门市城区老年人生活及供养状况调查”是以厦门市城区60岁及以上老年人口为调查对象，采取阶段随机抽样调查方式，以入户问卷调查的形式收集资料。共访问1006位老人，其中有效问卷1003份。本次调查男性占44.3%，女性占55.7%，60—69岁的占58.9%，70—79岁的占30.9%，80—89岁的占8.9%，90岁以上的占1.3%。样本的性别和年龄分布与城区老年人总体的分布大体一致，调查数据具有较强的代表性和可信性。
变量测量 本项研究的因变量为是否赞成老年公寓和是否赞成养老院。这两个变量的赋值都是二分变量，即赞成，赋值为1；不赞成， 赋值为0。9个自变量的赋值、分组及构成情况见表1。
分析方法 由于因变量是二分类变量， 其取值为无序的（nominalvariable），不符合常用线性回归模型对因变量的要求。因而，在分析方法上我们将采用多变量Logistic 回归分析模型（MultinomialLogistic Regression）， 模型估计将采用国际上较为通用的统计分析软件SPSS10.0中的Regression过程进行计算，来估计所选自变量的每一类取值相对于参照组的相对风险比（RRR，relative risk ratio）。相对风险比等于风险系数（B）的自然指数[Exp（B）]， 它表示在控制其他自变量的情况下，某自变量某一组的风险比与其参照组相比的大小。
假设Y[,i]为因变量，表示对非家庭养老方式的态度，值为1时，表示赞成，值为0时，表示不赞成。P[,1]表示赞成的概率（y＝1），P[,0]表示不赞成的概率（y＝0），P[,0]＝1－P[,1]。 各项目变量对因变量的影响通过拟合以下模型估计出来：
ln（P[,1]／P[,0]）＝β[,0]+β[,1]X[,1]+β[,2]X[,2]+…β[,n]X[,n]
其中，ln（P[,1]／P[,0]）是对数发生比或对数相对风险比；X[,1]， X[,2]…X[,n]为自变量；β[,0]为常数，β[,1]，β[,2]…β[,n]为各自变量的回归系数。模型因变量为“是否赞成老年公寓”或：“是否赞成养老院”，自变量为被调查老人的社会和经济特征变量。模型可用来比较各个自变量对因变量发生概率的影响。
三、研究结果及分析
老人对非家庭养老方式的态度 本次调查结果显示，城市老人对老年公寓和养老院这两种非家庭养老方式持较高的赞成比例，对老年公寓持赞成态度的占66.8%，对养老院持赞成态度的占72.5%。以不同变量分组的详细情况见表2。
模拟结果分析 表3为多变量Logistic回归分析结果
表中给出了不同模型下的自变量的相对风险比（RRR）。相对风险比大于1，说明在控制其它变量的情况下，某一自变量取值相对于参照组来说，赞成非家庭养老方式的可能性增加，反之，则减少。在模型（一）中，我们只考察个人基本特征变量，4个变量（性别、年龄、婚姻状况、 文化程度）的影响都是显著的。模型（二）中增加了家庭特征变量，其中子女数和是否与已婚女儿同住两个变量的影响都是显著的，变量是否与未婚子女同住在因变量为是否赞成老年公寓的模型中影响是显著的，变量是否与已婚儿子同住在因变量为是否赞成养老院的模型中影响是显著的。模型（三）加入了经济变量——是否享受离退休待遇，这一变量在模型中的影响也是显著的，而且随着这一变量的加入，性别变量变为不显著变量，年龄变量在因变量为是否赞成养老院的模型中也变为不显著变量。这说明性别和年龄两个变量对老人选择非家庭养老模式态度的影响，可能不仅是性别和年龄别差异的影响，更多地是因为性别和年龄别与是否享受离退休待遇有较强的相关性，在控制了“是否享受离退休待遇”这一经济变量后，性别对老人选择非家庭养老模式态度的影响基本消失了，而年龄对老人选择非家庭养老模式态度的影响也趋于弱化。从模型（一）到模型（三），随着变量的增加，模型的决定系数（R[ 2] ）分别由0.118增至0.135，0.057增至0.076，模型的解释力逐步增强， 不同层次的变量对老人选择非家庭养老模式态度的影响也最终趋于稳定。
从表3的结果不难看出，与两个因变量相对应的三组模型， 其自变量的变动规律基本上是一致的（这种互相验证也在某种程度增加了模型估计结果的可信度），只是相对风险系数的数值有所不同，总的看来是因变量为是否赞成老年公寓的自变量的组间差异较大。究其原因，可能是养老院在老人的心目中仍带有传统的福利色彩，虽然听了调查员的解释说明，但这种约定俗成的观念还是影响了老人的主观判断。鉴于数值上的微小差异并没有影响到模型估计结果内在的变动规律，在此我们将解释两个因变量的模型估计结果一并分析。
表2 不同组别老人对非家庭养老方式的态度 单位：%
是否赞成老年公寓 是否赞成养老院
赞 成不赞成赞 成不赞成
性
男74.6 25.4 78.4 21.6
别
女60.1 39.9 67.5 32.5
年64岁以下 74.3 25.7 77.1 22.9
65-74岁 66.8 33.2 72.5 27.5
龄75岁以上 54.3 45.7 65.4 34.6
文化文盲或半文盲
55.3 44.7 64.4 35.6
小学
66.1 33.9 74.0 26.0
程度 初中及以上83.0 17.0 82.7 17.3
婚姻有偶
73.6 26.4 77.0 23.0
状况无偶
55.5 44.5 65.2 34.8
子没有子女 54.5 45.5 63.6 36.4
女 1个71.8 28.2 74.7 25.3
数1个以上 66.4 33.6 72.3 27.7
是否与未婚
是72.9 27.1 71.6 28.4
子女同住 否64.7 35.3 72.5 27.5
是否与已婚
是65.7 34.3 73.2 26.8
儿子同住 否67.9 32.1 71.7 28.3
是否与已婚
是63.5 32.8 73.0 27.0
女儿同住 否67.2 32.8 73.0 27.0
是否享受离
是73.0 27.0 77.7 22.3
退休待遇 否53.0 47.0 61.7 38.9
合计
66.8 33.2 72.5 27.5
1.男性老人比女性老人更倾向于赞成非家庭养老方式，但在控制了经济变量以后，这种差异趋于消失。
2.低龄老人比中高龄老人更倾向于赞成非家庭养老方式，但在控制了经济变量以后，这种差异明显缩小。除经济方面的因素外，高龄老人较多地依赖家庭成员的生活照顾可能也是导致其不太认可非家庭养老方式的重要原因。
3.文化程度越高的老人，越倾向于赞成非家庭养老方式。在因变量为是否赞成老年公寓的模型中，文盲或半文盲的老人赞成的可能性只及初中以上文化程度老人的1／3左右，小学文化程度的老人赞成的可能性也不及初中以上文化程度的一半。模型的这一结果与我们的实践经验是非常吻合的，一般的认识是文化程度越高的老人，传统思想观念越容易改变，越乐于接受并尝试体验新生事物。
表3 城市老人对非家庭养老方式态度的Logistic回归分析结果
是否赞成老年公寓
模型(一) 模型(二) 模型(三)
性
男 1.214*
1.244*
1.078
别
女 1.0001.0001.000
年64岁以下
1.529** 1.502*
1.300*
65-74岁
1.355*
1.373*
1.284*
龄75岁以上
1.0000
1.0001.000
文化文盲或半文盲 1.326** 0.325** 0.349**
小学 0.428** 0.425** 0.447**
程度 初中及以上 1.0001.0001.000
婚姻有偶 1.523** 1.576** 1.580**
状况无偶 1.0001.0001.000
子没有子女0.9601.067
女 1个
1.633** 1.674**
数1个以上 1.0001.000
是否与未婚
是
1.205*
1.204*
子女同住 否
1.0001.000
是否与已婚
是
1.1261.293*
儿子同住 否
1.0001.000
是否与已婚
是
0.804*
0.792
女儿同住 否
1.0001.000
是否享受离
是1.674**
退休待遇 否1.000
模型总卡方 31.623
34.993
42.006
自由度612 13
最大似然对数值 124.325 370.301 458.401
模型R[2] 0.0570.0630.076
是否赞成养老院
模型(一) 模型(二) 模型(三)
性
男 1.233*
1.259*
1.089
别
女 1.0001.0001.000
年64岁以下
1.267*
1.289*
1.113
65-74岁
1.193*
1.203*
1.120
龄75岁以上
1.0001.0001.000
文化文盲或半文盲 0.463** 0.460** 0.499**
小学 0.640*
0.636*
0.673*
程度 初中及以上 1.0001.0001.000
婚姻有偶 1.298*
1.319*
1.301**
状况无偶 1.0001.0001.000
子没有子女0.9191.021
女 1个
1.366*
1.371*
数1个以上 1.0001.000
是否与未婚
是
1.0391.039
子女同住 否
1.0001.000
是否与已婚
是
1.203*
1.154*
儿子同住 否
1.0001.000
是否与已婚
是
0.795*
0.801*
女儿同住 否
1.0001.000
是否享受离
是1.654**
退休待遇 否1.000
模型总卡方 62.591
67.307
72.560
自由度6
12
13
最大似然对数值 123.318 367.239 439.966
模型R[2] 0.1180.1260.135
*P＜0.05，**P＜0.01
4.有偶老人比无偶老人更倾向于赞成非家庭养老方式。在目前已经自费入住社会化养老机构的老人中，无偶的老人占绝大多数，模型的结果似乎有悖于这一现状。细加分析，我们不难找出解释这一结果的合理原因：一是无偶老人与子女的感情纽带更加紧密，入住社会养老机构往往是一种无奈的选择，例如子女因工作繁忙或家务繁重无暇顾及老人生活照料或精神慰藉的需求；二是无偶老人（尤其是女性丧偶老人）对子女的经济依赖性较强，出于家庭经济效用最大化的考虑，当然首选家庭养老的方式；三是无偶老人绝大多数是丧偶老人，而丧偶老人大多数是中高龄老人和女性老人，因而这一变量的相对风险系数有可能受到性别和年龄变量的内在影响。
5.有一个孩子的老人最倾向于赞成非家庭养老方式，无子女和多子女老人的态度几乎没有区别。就目前一代老人来说，由于长期受现有养老文化的影响，无子女老人可能更多地存在依靠政府（包括原工作单位、街道、居委会等）的思想，而多子女老人由于拥有可以多项选择的家庭养老资源（2个以上的子女）， 可能对家庭养老的方式存有更多的依赖和留恋。
6.与未婚子女同住的老人和与已婚儿子同住的老人更倾向于赞成非家庭养老方式，而与已婚女儿同住的老人正好相反。这个结果从一个侧面说明了虽然与儿子同住目前仍然是家庭养老的主要方式，但由于婆媳矛盾存在的普遍性和难于调和，与儿子同住的老人生活满意度可能不及与女儿同住的老人，所以在态度上更加认可非家庭养老方式。与未婚子女同住的老人大多为低龄老人（极少数为与未婚子女相依为命的中高龄老人），因而对非家庭养老方式持较为积极的态度。
7.是否享受离退休待遇是一个影响较为显著的变量。享受离退休待遇的老人因为拥有比较可靠的生活费来源，经济上的独立性较强，因而对非家庭养老方式持更高的认可态度。
四、结论
本项研究是从城市老人对老年公寓和养老院的认可态度这个角度，探讨影响老年人选择非家庭养老方式的因素。性别、年龄、文化程度、婚姻状况、子女数、与子女同住状况和是否享受离退休待遇等变量都在不同程度上影响着老年人对非家庭养老方式的选择态度，其中，文化程度、婚姻状况、子女数和是否享受离退休待遇更是不容忽视的重要因素。根据上面的分析结果，我们给出以下几点结论与建议：（一）文化程度较高的老人现在是未来仍将是社会养老方式的积极响应者；（二）鉴于只有一个子女的老人对非家庭养老方式的积极态度，我们有理由相信随着我国第一批独生子女父母逐步迈入老年，老年人对社会养老机构的需求潜力将急剧扩大；（三）鉴于享受离退休待遇的老人对非家庭养老方式的积极态度，我们也有理由相信随着我国城市老人享受离退休待遇比例的不断提高，老年人对社会养老机构的潜在需求将在一定程度上转化为现实购买力；（四）建立社会化养老机构的指导方针应由“被动吸收型”转变为“主动争取型”。由上面的分析我们知道，对非家庭养老方式持较为认可态度的是低龄、有偶的老人，而当前自费入住社会养老机构的老人多为高龄、丧偶且生活中已经出现困难的老人，入住社会养老机构是老人或是其家庭的一种近于被动的选择，老人入住的积极性不高、入住后的满意度不高、入住的社会示范积极效应不高。今后社会养老机构的建设，一方面要加强社会养老机构的功能配套，改善服务质量，改变高龄、丧偶老人过去的被动安排为主动选择；另一方面，不要再忽视有较强入住愿望的低龄、有偶老人，应针对他们的需求状况，开发适合他们的社会养老机构，吸引并满足他们的社会养老需求。