农村老年人日常生活家庭照料与社会照料关系研究——基于多层回归模型的分析

张 娜

据国家统计局资料显示,2017年末我国60周岁及以上人口数超过2.4亿,占总人口的17.3%。预计2053年老年人口将达到峰值4.87亿,比2010年增长7倍,占总人口的34.8%。届时,每3个人当中就会有1个60周岁以上的老年人。与此同时,慢性病、空巢老人人口的规模继续上升。我国农村老年人人数众多,为老服务基础比城市差,“未富先老”和“未备先老”的特征更加明显。其中,高龄、失能和患病农村老年人面临的照料问题已经引起社会各界的普遍关注。农村老年人主要依靠家庭养老,但随着农村人口流动和家庭规模缩小,家庭照料老年人将很难维持。近年来,老年服务保障问题得到了我国政府重视,于2009年开始了部分省份的试点,提出构建“以居家为基础、社区为依托、机构为支撑”的基本社会养老服务体系。在新的社会经济条件下,研究农村老年人照料服务的获得,探讨家庭照料与社会照料的关系,对于构建基本养老服务体系,应对人口老龄化,提高老年人的生活质量,优化配置日常照料资源,具有一定的理论和现实意义。

国内外研究表明,影响老年人日常生活照料服务获得的影响因素很多。在个体层面上,主要有四类因素:一是个体的文化价值观,包括性别角色的传统定义[1]、与性别关联的社会和道德价值,例如责任、义务和奉献[2];二是照料者情况,包括照料者的年龄、婚姻状况、排行、健康状况等;三是被照料者的情况,包括被照料的社会经济地位、身体健康状况等;四是照料者与被照料之间的关系,如情感纽带[3]、地理距离、可近度[4]、既往的照料关系[5]。在宏观层面上,社会照料的作用是什么?其与家庭照料是挤出还是挤入关系?宏观的人口政策,特别是生育政策,也会对潜在照料者的数量造成影响[6]。这些宏观因素均会影响老年人获得不同主体提供日常生活照料的概率和程度。由于影响老年人日常生活照料服务获得的因素属于两个层面,用传统的回归模型估计会导致偏误。目前学界还是多借助传统多元统计分析方法(如logistic回归模型)对照料服务获得的影响因素进行分析[7-8]。因此,本文将采用多层回归模型弥补上述缺陷,探讨影响农村老年人获得家庭照料的因素,进而说明家庭照料与社会照料的关系,最后以两者的关系为基点,提出重构照料体系的对策建议。

一、模型设定和变量选择

(一)模型设定

本文通过农村老年人获得家庭照料是否会因为社会照料的供给而异,来测量农村老年人日常生活家庭照料与社会照料的关系。鉴于以下原因,拟采用多层回归模型中的随机截距模型。第一,从理论上看,家庭照料行为和结果不仅受家庭层次因素的影响,还会受到所处社会情境,即社区的影响,需要将社区的特征也纳入分析。这样不仅可以更清晰地呈现老年人照料资源的获得除了受其本身特征的影响,还呈现了社区的影响力,以及社区变量调节个体水平自变量的影响效果如何。但是,无论是同一社区不同家庭的经济地位可能相互关联,还是由于来自同一社区的老年人具有相似性,都违背了样本之间必须独立的统计学原则。采用多层回归模型可以解决样本的相关性问题。个人为第一层,社区为第二层,第一层寓于第二层中。第二,本文使用多层模型主要在于纠正样本可能存在层次结构而引起的样本的不独立性,分析不同社区供给的社会照料差异对农村老年人日常生活家庭照料获得的影响,进而可以假定个体层次因素对因变量的影响在各社区层次间是恒定的,即是否获得家庭照料、获得家庭照料的多少的截距随社区而异,但各社区的回归斜率是固定的。因此,多层模型中的随机截距模型是合适的。

这里的家庭照料是指,由配偶、子女、父母亲、兄弟姐妹等家庭成员提供的非正式照料。社会照料相对家庭照料而言,包括朋友、邻里的非正式照料和政府、市场、第三方的正式照料。本文将照料限定为日常生活照料,指提供穿衣、洗澡、家务、购物、指导吃药、管钱等方面的服务,不涉及精神慰籍、医疗护理和经济支持。

本文的因变量为家庭照料的获得和家庭照料获得的数量,获得的数量用照料时间测量。根据这两个因变量的测量水平,分别采用二层非线性模型和二层线性模型。具体模型如下:

方程一为二层非线性随机截距模型:

式中πij表示居住于j社区i个老年人获得家庭日常生活照料的概率;β0代表总平均值或总截距;β1是自变量的系数,代表每一层次的效果;uj表示社区层次的误差项,解析社区层次的随机变异。如果uj在统计上不显著,则没有必要使用多层模型,模型简化为传统的logistic模型;eij表示个人层次的误差项。

方程二为二层线性随机截距模型:

式中yij表示居住于j社区i个老年人获得家庭照料时间的多少;γ00代表总平均值或总截距;γ01G1j代表社区层次的因素对因变量的影响,其中γ01是社区系数,G1j是社区特征变量;γ10x1ij代表个人层次的因素对因变量的影响,其中γ10是个人特征的系数,代表个人因素对因变量的影响;δ0j表示未被观察到或无法观察到的社区层次的随机变量。随机变量变异值的大小可以估算社区环境对个人结果影响的大小;εij表示因变量在社区内变异的大小,而该变异没有被模型中包含的个体和社区因素所解释;下标j表示每个社区拥有各自的截距。二层线性模型将农村老年人获得家庭照料数量的多少解释为个人特征和社区环境的函数。如果δ0j的变异等于0,则因变量的平均水平不因社区而异,所有的社区间变异都被个体因素所把握,没有残余变异,二层模型可简化为传统的OLS模型。

(二)变量选择

自变量的选择参照社会学家Ronald Max Andersen提出的医疗服务利用模型[9]。在该模型中,决定家庭(后来研究的单位转变为个体)医疗服务利用行为的因素包括三大类:倾向性特征、能力资源和医疗需要。同理将农村老年人获得家庭照料的影响因素分为三类:倾向性特征,包括个人特征中的性别和婚姻状况;能力因素包括个人特征中的居住情况、存活子女数、有无养老金,社区特征中的老龄补贴、经济情况、有无养老院和居家养老服务站;需要因素包括老年人年龄、日常生活自理程度。自变量中重点关注社会照料类变量,用社区有无养老院和居家养老服务站测量。

二、数据来源与样本描述

(一)数据来源

本文使用的中国健康与养老追踪调查(以下简称CHARLS)数据为北京大学国家发展研究院主持的大型长期追踪调查项目成果,始于1998年,随后每隔2～3年跟踪调查一次。这套数据包含了我国中老年人广泛的社会经济状况信息,特别是健康和养老方面的信息量相当丰富,被广泛应用于各类研究领域①详细数据介绍参见CHARLS的“Chineseuers guide”。。

2011—2012年CHARLS分家户调查和社区调查,能够满足研究对个体和社区数据的要求,因此选用2011—2012年的基线调研数据。2011—2012年进行的全国基线调查中的家户调查涉及家庭和个人的基本信息、医疗保健与保险、健康状况与功能、住房信息、工作退休养老金、收入、支出与资产六个部分,包含了丰富的老年人健康状况信息,可用于农村老年人的家庭照料研究;社区调查收集了整个社区的社会、经济和政策环境等情况,涉及社区的基本信息、基础设施和活动场所、人口情况、经济情况、医疗、保险和健康状况、社保政策和社区历史等,可以用来分析农村老年人社会照料资源。

基于本文的研究目的和研究对象,在原始的家户样本里删除了城镇样本和年龄在60周岁以下的农村样本。经筛选后,个人样本量是5 371个,涉及441个社区。

(二)样本描述

在因变量方面:采用CHARLS问卷上“请问以上困难中,谁帮助您最多?(在穿衣、洗澡、吃饭、起床、入厕、家务、做饭、购物、打电话、吃药、管钱等困难中)”“在过去一个月内,帮助了您多少天?”“帮助您的那些天,他/她大概每天花多少小时帮助您?”测量农村老年人获得家庭照料的情况。5 371名农村老年人中有21.3%的获得家庭照料,其中以配偶为主要照料者,其次是子女,照料的时间平均29.04小时/月(如表1)。

表1 农村老年人日常生活家庭照料提供情况

在自变量方面(如表2):个人特征上,男性老年人略多于女性;以低龄老年人居多;婚姻状况以“已婚”为主,值得注意的是,丧偶的比例有20.95%;平均子女数为3.5个,儿子略多于女儿;老年人的经济情况用是否领取养老金替代,不涉及子女等对老年人的经济支持,强调收入的独立性和自主性。自从2009年实施新型农村社会养老保险后,养老金在农村老年人的生活来源中的重要程度大幅提高,领取养老金的有26.65%。日常生活不能自理的占18.97%,超过一半的为轻度不能自理。社区的大体情况是,9.92%、2.28%的村有养老院、居家养老服务站。通常社区的经济状况多居中,或较贫穷。有22.23%的村对65岁以上的老年人发放补贴。

表2 农村老年人获得家庭照料的影响因素及其描述性统计

三、实证分析结果

(一)能否获得家庭照料的影响因素分析

先用二层无条件平均模型判断是否需要使用二层非线性随机截距模型。无条件平均模型可以确定农村老年人家庭照料获得的总体变异有多大比例是由于社区差异造成的。无条件平均模型的方差估计结果显示,社区层次的方差0.558 15,标准误0.052 26,社区之间的变异没有通过显著性检验(即uj在统计上不显著),没有必要使用多层模型,应用普通的二元logistic回归模型即可。为了更好地找出对农村老年人获得照料的影响因素,本文采用逐步回归的方式,剔除了不显著的自变量,剩余的因素是性别、年龄、婚姻、居住方式、日常生活自理程度,如表3。

两性在获得家庭照料时有明显的差异,女性获得的概率比男性低30%。许多对两性健康状况的研究发现,女性虽然寿命更长但是其身患不致命慢性疾病的比例更高,对照料资源有更强的需求。但男女老年人在婚姻状况和居住方式等方面显著的性别差异,使得男性老年人可以获得的家庭照料资源远比女性老年人要充足[10]。年龄与能否获得家庭照料呈正相关,年龄每增加一岁,他们获得照料的概率提高6.7%,独居比其他居住方式获得家庭照料的概率低78%。生活上需要日常照料按其不能自理的程度递增,程度每增一级,获得照料的可能性提高4倍。可见,是否能够获得家庭照料主要取决于农村老年人自身的需要(用年龄和日常生活自理程度测量)和家人提供照料时的便捷性(用居住方式测量)。

表3 农村老年人获得家庭照料的回归结果

(二)获得家庭照料数量的影响因素分析

1.二层线性无条件平均模型的回归分析

获得家庭照料数量的多少,用获得的家庭照料时间来表示。同上,先用无条件平均模型来判断是否有必要使用多层线性模型。从模型分析结果看(如表4),社区间关联度系数(ρ)为0.19(根据计算)。该数值表示,因变量19%的可变性来自社区,81%的变异来自个人,即农村老年人获得家庭照料时间的多少因社区和个人而异,使用二层线性模型是合适的。

表4 农村老年人获得家庭照料时间的无条件平均模型分析结果

2.二层线性随机截距模型的回归分析

这里使用二层线性模型中的随机截距模型,将社区因素和个人因素纳入模型,探讨社区的养老服务设施对获得家庭照料时间长短的影响。该模型假定,个人获得的家庭照料时间的所有变异均来源于个人或(和)社区,且个人特征对获得家庭照料时间的影响不因社区而异;反之亦然。

从回归的结果看(如表5),OLS模型和二层线性模型的系数估计大同小异,结论也相差无几。二层线性模型与OLS模型相比,所有的社区变量的标准误都偏大。这是因为二层模型考虑到社区内样本的聚类性质,而普通OLS模型却忽视了这一现象。二层模型通过调节数据的聚类性质,使标准误更精确。

二层线性随机截距模型回归结果显示,代表社会照料类变量的“有无养老院”和“有无居家养老服务站”在统计上与农村老年人获得家庭照料的多少没有显著的因果关系。我国农村地区的家庭照料与社会照料两者间既不是挤入,也不是挤出的关系,更多是一种“无关系”。这一结果与刘柏惠、寇恩惠[11]“发现家庭照料和社会照料之间存在着明显的替代关系”的研究结论并不一致。但可能更多是因为城乡差异所导致。在城市,依托良好的为老设施可以更好地实施居家照料,而在农村,社会照料与家庭照料泾渭分明。社会照料与家庭照料在各自特定的范围内并行,各司其职、并行不悖,绝大多数农村老年人由再也无法独立承担照料责任的家庭照料,鳏寡孤独者入住养老机构由社会照料。因此,农村地区家庭照料与社会照料体现了一种非此即彼的“无关系”。农村这种照料的客观状况显然无法体现多层次养老服务体系“以居家为基础、社区为依托、机构为支撑”的政策目的。值得注意的是,“有无居家养老服务站”尽管影响并不显著,但与养老院相比,系数较大,同样说明居家养老服务更符合农村老年人的养老习惯。

表5 农村老年人获得家庭照料时间的回归结果

在其他因素中,个人层次上影响农村老年人获得家庭照料时间的多少的主要因素是老年人自身的照料需要,以及照料者提供照料的可能性,而与老年人的经济地位无关。首先,农村老年人获得家庭照料时间的多少主要取决于自身的需要。年龄和日常生活自理能力的p值均等于“0.000”。年龄的作用主要是年龄增长,身体状况越差,照料需要越大。其次,居住情况很大程度上影响了农村老年人家庭照料时间的多少。独居的要比和家人同住(包括和配偶和子女等其他家人)的低16%左右。这与Kendig等、鄢盛明等、夏传玲等的研究结论相似:老年人日常照料者的介入遵循“邻近命题”,即与被照料者的地理和社会邻近度越高,照料角色介入的可能性就越高[4,12-13]。再次,农村老年人获得家庭照料的多少与其子女数量的多寡无关。目前对于绝大多数只剩下老人儿童的农村地区,照料主要要依靠留在身边、共同居住的家人,子女的多少对家中老人的日常支持数量并不成比例。伍海霞等人的研究也得到过类似结论[14]。最后,有无养老金这个代表农村老年人经济地位的因素与家人照料的多少无关,符合我国传统的反哺式代际关系,而不是物质上的互惠互利关系。社区层次上,“对65岁以上发放补贴”作为普惠式社会福利,代表了人们对社会发展状况的一种期待和预测,意味着老年人有稳定的、可持续的收入来源,其在获得照料后,获得照料的时间就越多。这与领取养老金体现出的正相关关系一致。社区经济条件好,农村老年人获得家人的照料少。社区经济条件好,可能更多是因为青壮年农村居民外出务工。有研究表明,外出务工可能导致经济支持的增强,家庭日常生活照料的减弱[15]。

四、结论与对策建议

在社会照料成为我国养老服务体系发展的必然取向时,本文利用2011—2012年CHARLS数据,采用多层回归模型从影响农村老年人家庭照料获得切入,研究了农村老年人家庭照料与社会照料的关系,主要有如下发现:农村的养老院、居家养老设施对照料老年人起不到应有的作用,社会照料系统尚不能补充或替代家庭照料,两者呈现一种非此即彼的无关系。当前农村老年人仍然主要依靠家人照料。农村老年人能否获得家庭照料和获得家庭照料资源的多少与老年人经济状况关系不大,与其身体状况和居住情况密切相关,这说明农村老年人照料需求的满足是基于其自身的迫切需要,同时子女的数量,更准确地说是身边的子女数量严重影响到老年人照料服务的获得。依靠配偶和子女的家庭照料系统随着配偶的不断老去、子女的不断外流变得难以维持。而农村的社会照料主要服务鳏寡孤独者。社会照料与家庭照料无关系的背后实际上是照料对象的分割,体现的是一种泾渭分明的照料体系。

如果要改变这种无关系,需要构建一个流动的老年社会支持系统,从而为农村老年人提供有效的照料服务支持。国家倡导的“以居家为基础、社区为依托、机构为支撑”的多层次养老服务体系,包括了居家、社区和机构三种养老服务模式。居家、社区、机构这三种服务模式更多意味着服务的分工,而不是需求满足方式的分割。每种服务功能互补、相互联系,将农村老年人需要的服务有机地结合起来,使它们不至于因为提供者、专业、服务传输的不同导致的分割而影响使用。由这三种照料模式构成的农村老年照料体系是一个流动的系统。亦即按照生命过程论,服务是连续性的,农村老年人可以根据需要在不同的供给者那里获得服务,在不同的照料模式中流转(如图1),以达到社会照料支撑和补充家庭照料的作用。

图1 流动的农村老年照料体系

第一,农村照料服务体系的结构。鉴于目前的实际情况,一方面农村老年人缺乏可持续的非正式照料资源;另一方面农村社区缺乏社会化养老机构,老年人缺乏入住养老机构的意愿。因而,当前,农村照料服务体系应该注重家庭照料的基础地位,加快居家养老服务站的建设,完善养老院的建设。农村的居家养老服务站的服务网可以以家族或宗族为基础,或者以邻里为基础,吸收邻里间、家族里没外出的劳动力在农闲时提供服务,由政府支付其一定的费用。

第二,农村照料体系的服务内容。正式的照料服务以医疗护理为主,非正式的服务以日常照料和精神慰籍为主,两者相互补充。正式的服务体系以养老院为主。在未来一段时间里,养老院保留其收养孤寡老人的宗旨,同时给重度不能自理或者暂时性失能的老年人提供一定的医疗护理作为新的服务内容,以解决非正式网络不能应付的重症、突发性问题。非正式服务网络按照就近、便捷、经常的原则帮助日常生活行动上有困难的农村老年人。农村老年人因“熟人社会”获得精神上的慰藉。

第三,农村照料体系的收费。非正式照料不需要付费,但存在无形的成本,即家人为了照顾家中身体不佳或年迈的老人而放弃或减少工作的损失。因而,由照顾者自身付费获得照料是合理的。不论正式的还是非正式养老服务系统都应该收费以利于提供有质量保障和可持续的服务。但是,鉴于农村老年人实际的收入情况,在对其收取照料服务费时,政府既要考虑给予一定的补贴,也要考虑提高老年人自身的支付能力,包括推广农村养老保险、提高养老保险待遇、实施一定的老年人福利政策等。