养老保险制度与城市老年人口养老方式关系研究

周 园,唐 敏

(西安交通大学 马克思主义学院,陕西 西安 710049)

一、引 言

人口老龄化是中国今后较长一段时期的基本国情。习近平总书记指出,满足数量庞大的老年群众多方面需求、妥善解决人口老龄化带来的社会问题,事关国家发展全局,事关百姓福祉,需要下大气力来应对[1]。2019年10月28日召开中共十九届四中全会,通过了关于推进国家治理体系和治理能力现代化若干重大问题的决议,在坚持和完善民生保障制度方面明确提出,“积极应对人口老龄化,必须加快建设居家社区机构相协调的养老服务体系”。

建设居家社区机构相协调的养老服务体系,要以老年人口的养老方式和养老服务方式为基础。养老方式指一定社会条件下老年人口的赡养方式,依据养老资源提供者可以划分为自我养老、家庭养老、社会养老方式[2-3]。养老方式决定着养老服务方式。中国经济社会发展、城市化进程、家庭结构变迁与社会化养老保险制度的建立,推动了养老方式从单纯依靠家庭向社会化多元化演进,引发了对社区与机构养老方式的需求。养老方式的多元化社会化也会带动消费升级、人口生活质量的提升,进一步促进经济社会发展。研究老年人口养老方式变动规律,可以为探索建设居家社区机构相协调的养老服务体系奠定基础。

养老方式变动受多重因素影响,关于经济因素影响的探讨一直是研究的重点和热点。西方学者很早就开始探索以收入为代表的经济因素对养老方式的影响,并得出收入较高或有足够社会养老金的老人更有可能选择自我养老方式的结论,如Saad等研究发现,拥有高收入或高资产老人更倾向于自我养老,依靠子女养老在不发达国家或地区更为常见[4-6]。Kok-Hoe使用Cell模型预测了养老金、市场收入、子女收入转移等经济因素对老年人口养老方式的影响,结论是从2006到2030年老年人口获得的子女收入转移将逐渐减少,有20%的老人将无法获得子女收入转移,可能导致依靠家庭养老的老年人口比例从59%下降到48%[7]。Mohd等采用多项logistic回归分析老年人口养老方式的影响因素,发现有工作收入的老人自我养老概率增加了0.026%,收入是决定老年人口养老方式的关键因素[8]。

中国学者对经济因素影响养老方式的研究也非常多。陈皆明等提出当代中国老年父母是否选择家庭养老方式主要受双方经济资源影响,经济条件越好,父母依靠子女养老的可能性越低[9]。孙鹃娟分析发现城市老年人口的养老受个体(包括收入)、家庭、社区三类因素的共同影响,更趋向于自我养老或入住养老机构。农村老人对社会养老服务的需求取决于家庭成员的态度和支持程度[1]。张再云等则认为个体资源、家庭资源以及社区资源是老人入住机构的主要影响因素,其中个体资源主要包括健康状况、年龄、收入等[11]。封铁英等研究发现经济因素对独生子女父母养老准备有重要影响[12]。

使用“收入”作为经济因素的代表性指标对养老方式影响程度进行分析有着重要的作用。一是证实了经济因素对老年人口养老方式变动的作用,为理解老年人口个体乃至整个群体养老方式在不同时期的变化及变化程度提供了学理性解释。二是为分析如何建立居家、社区、机构相协调的养老服务体系以适应老年人口养老方式变化提供了政策指向。但分析收入对老年人口养老方式选择的影响仍存在以下不足,一是收入指标相对宽泛,老年人口退休后收入主要来源除养老保险外,还受一些内生性因素影响(如退休后资产性支出减少、退休后另寻工作),如果采用收入指标分析可能存在一定误差[17]。二是与西方不同,中国养老保险制度碎片化与不同参保制度间待遇差异可能造成养老方式带有养老保险制度的内生影响,现有研究尚未解读出来。

探讨养老保险制度与养老方式间关系的研究则相对较少,甚至出现完全相反的结论。沈可研究发现养老金对老年人口家庭养老方式的正向影响正随时间推移而弱化[13]。刘西国等运用广义多层线性模型(GHLM)估计养老保险和医疗保险仅使32%左右的老年人口选择了偏好的养老方式[14]。Cheng等以新型农村养老保险制度为工具,估算养老保险制度对农村老年人口养老方式的影响效应。结果表明,养老金收入对农村老年人口选择自我养老方式有积极的影响,但不同的群体间存在一定的差异[15]。雷咸胜针对农村养老保险制度对农民生活方式的影响分析得出结论为影响一般,且存在性别上的差异[16]。

这些研究的主要贡献在于,分析了养老保险收益对老年人口选择非家庭养老方式影响;以新型农村养老保险制度为工具估算了养老保险制度对农村老人养老方式的影响效应,但存在几点局限性,一是研究缺乏系统性的理论基础,集中在影响效应的实证估算;二是研究要点集中在是否选择依靠子女的家庭养老方式,缺乏对机构养老方式的影响分析;三是研究工具主要为农村养老保险制度,研究对象主要是农村老人,缺乏对城市老人,尤其是企业职工和机关事业单位两类养老保险收益较高的受益人的系统研究;四是研究层面主要是单一的微观效应,缺乏对养老保险收益引发老年人口群体性养老方式变动的宏观规模预测。

本文首先构建了基于家庭效用最大化的经济学模型,确定养老方式与养老保险制度间的理论关联。其次,使用2019年对陕西省西安市、延安市和汉中市900位城市老人的入户调查,以机关事业单位养老保险和企业职工养老保险的受益人为对象,使用养老保险制度为工具,建立工具性变量模型,从微观视角探讨养老保险制度与城市老年人口养老方式间关系。再次,利用 2016年陕西人口1%调查数据,宏观上预测了养老保险收益减少10%引发陕西城市老年人口养老方式变动情况。最后,提出以完善养老保险制度和建设社会化养老方式为重点的政策建议。

二、理论模型与工具

(一)理论模型

为分析养老保险制度与城市老年人口养老方式间关系,本文依托老年人口家庭养老决策的经济模型建立一个家庭效用模型[17]:

MaxU=U(X,L,F,H;τ)

(1)

式(1)中家庭效用U是关于私人产品X、闲暇L、收入F、老年人健康状况H及家庭养老方式偏好τ的函数。家庭成员集体决定选择何种养老方式以实现效用最大化,决策受预算和时间约束。养老方式指老年人口依靠子女的家庭养老、自我养老或机构养老三种方式。

设J=养老方式选择指数

J=0,自我养老方式;

J=1,家庭养老方式;

J=2,机构养老方式。

通过替代,获得不同养老方式下家庭效用函数:

其中,I表示家庭有限的收入,P1表示自我养老的影子价格,P2表示家庭养老的影子价格,PN表示机构养老价格。

决策过程为:

第一步:确定每种养老方式下最优私人产品X*、闲暇L*、收入F*、健康状况H*;

第二步:以效用最大化为目标得出预算约束下最优养老方式;

养老保险制度通过养老保险收益影响城市老年人口家庭决策,且理论模型以家庭为基础,选取老年人口家庭养老保险收益P作为收入F的测度指标,推导出养老方式与养老保险制度间关系的公式:

J*=argmax[VJ(P,P1,P2,P3),t],其中J=0,1,2

(2)

其中,养老保险制度以中介的方式,通过养老保险收益影响老年人口养老方式。以自我养老方式为基准,将养老保险制度与城市老年人口养老方式间关系分解为三个部分:

第一部分,养老保险制度与城市老年人口选择家庭养老方式间关系;

第二部分,养老保险制度与城市老年人口选择机构养老方式间关系;

第三部分,养老保险制度与城市老年群体养老方式变动间关系。

分析思路为,检验养老保险收益P变动10 000元引发老年人口放弃自我养老,选择家庭养老或机构养老的概率变动程度。

(二)工具设计

本文研究目标是构建一个独立于其他因素的养老保险制度工具变量来衡量养老保险制度与老年人口养老方式间关系,即工具变量带来的差异仅取决于制度、法律规定引起的收益变化,与老年人口的婚姻、家庭等其他变量不相关,与其人力资本投资也不相关。

按照这一标准,中国养老保险制度因历史原因造成企业职工和机关事业单位退休人员因身份不同待遇计算办法不同,保险收益差距较大,可以作为制度工具。具体而言,一是这两类养老保险制度的职工终身收益相对稳定,可以保证工具中的所有变化都来自法律变化而产生的收益变化;二是这两类养老保险制度的职工终身收益差异与个体婚姻、家庭等其他变量并不相关,与其人力资本投资也不相关,符合工具要求。因此,如果被调查老人属于企业职工养老保险制度,则将工具变量值设为0;如果被调查老人属于机关事业单位养老保险制度,工具变量值设为1。

为检测工具的有效性,表1利用样本数据对机关事业单位和企业职工两类养老保险受益人的养老保险收益进行了均值检测,验证了两种制度下养老保险收益具有显著差异。

表1 两类养老保险制度收益均值的差异性检测

三、模型构建与应用

(一)数据来源

数据来源于2019年陕西省西安市、延安市和汉中市共900户对城市社区和机构老人的家庭调查。机构老人一人一户,社区老人以家庭为单位。社区家庭界定为由户主和配偶及生活在家庭中不满19岁的户主子女,为满足这一定义,假设这个家庭的任何其他成员都有自己的小家庭。因此,调查的社区家庭户中,一户可能不止一个家庭(即如果有多个未婚老人或两个已婚但并不是夫妇的老人住在一起,则属于不同的家庭)。

(二)样本选择与指标界定

确定养老保险“家庭受益人”。理论模型中决策以家庭为单位,在分析养老保险收益对养老方式影响中,需要确定养老方式的“家庭受益人”,并将受益人的养老保险收益分配给该家庭。家庭受益人指每个家庭年龄大于60岁的男性。如果家庭没有符合要求的男性,受益人将分配给家庭中55岁或50岁及以上养老保险制度覆盖的女性(未婚、丧偶、离异)。这两类老人获得养老保险都是依据其职业及收入史。受益人的选择旨在保证各种婚姻类型的家庭均囊括在内,且是依据中国法定退休年龄男性60岁,女职工55岁,女工人50岁来判断的。据此标准整合清洗数据,获得合格样本346户,其中包括离异、丧偶、未婚等不同婚姻状态的老人。

定义养老方式指标,并对被调查对象进行养老方式判定。自我养老方式包括老人独居或夫妻同住养老,这意味着如果夫妻一方养老保险收益变化,已婚夫妇养老方式也可能发生变化[18]。家庭养老方式指已婚老人与任何一个(第三个)成年人居住在一起。或未婚老人,与家中其他任何人住在一起。凡是居住在机构中即为机构养老。表2显示了各类养老方式变量抽样平均值,不同婚姻类型的老年人口自我养老比例从丧偶者32%到已婚者77.44%不等。由于对养老机构进行了超比例抽样,丧偶老人更多的是居住在养老机构中。

表2 变量的样本均值

(三)实证模型

将理论模型操作为计量模型:

Pi=θSSIncomei+δ′Xi+μi

(3)

式(3)中Pi表示老年人口选择家庭养老方式比率或倾向选择机构养老方式的比率。SSIncomei为老年人口的年养老保险收益,μi为随机扰动项[19]。参数θ表示养老保险收益变化引发老年人口放弃自我养老方式选择家庭养老方式(或老年人口放弃自我养老方式选择机构养老方式)的概率变动程度。Xi是截距和一组外生控制变量,主要包括户主教育程度、婚姻状态、自评健康状况、子女个数。通过控制这些变量,控制任何其他可能与收益变化或养老方式相关的要素。

使用Probit 模型估计式(3),由于收入与养老方式中的内生变量可能导致估计结果存在偏差,即式(3)可能包含未观测到的与养老保险收益和养老方式偏好同时相关的内生变量。因此,使用工具性(IV)Probit模型进行对比估计,假设养老保险收益可以用如下函数式表达:

SSIncomeh=λInsurance+γXh+μh

(4)

Xh是外生控制变量的集合,工具性变量Insurance在机关事业单位养老保险制度的老人中值设为1,企业职工养老保险制度的老人中值设为0。识别假设是工具Insurance与养老保险收益SSIncomeh相关,而与方程中的误差项无关。

工具变量概率模型使用Stata软件的ivprobit命令进行估计,主要使用两阶段残差方法,该方法适用于估计具有二元因变量和连续内生变量的工具变量模型。

四、结果分析

表3～5是利用调查数据与模型估计得出的养老保险收益对城市老年人口养老方式变动的影响效应与弹性。表3和表4中,分别采用将收益视为外生的标准Probit 模型和将收益视为内生的工具性(IV) Probit模型进行对比估计,便于观察制度差异引发的养老方式差异。

(一)养老保险制度与家庭养老方式间关系

表3是使用Probit模型和工具性变量(IV)Probit模型估计得出的养老保险制度差异对不同婚姻状态老人家庭养老方式的影响参数,分别使用老年人口放弃自我养老方式,选择家庭养老方式的概率变动程度θ、弹性和显著性p值表示。为便于理解,所有系数θ均乘以10 000,表示每增加10 000元年养老保险收益,城市老人选择家庭养老方式的概率变动程度。总体样本Probit估计θ值为-0.000 001 9,统计意义不显著,表示每增加10 000元年养老收益,老年人口选择家庭养老的概率下降0.019%,养老保险收益对老年人口家庭养老方式的弹性值为-0.11。

表3 养老保险制度差异对不同婚姻状态老人养老方式影响的参数估计

工具性变量(IV)Probit模型估计显示养老保险制度对老年人口选择家庭养老方式有较为显著的影响。表3中,总体样本估计值θ提高到-0.000 018,表示每增加10 000元年养老保险收益,老年人口选择家庭养老方式概率下降0.18%,弹性上升到-1.033。

养老保险制度对养老方式的影响在不同婚姻类型老人中可能显示出巨大差异。已婚老人可能有更多的收入和其他养老资源,从而对家庭养老方式缺乏敏感性。丧偶老人对养老保险收益的依赖性更高,对家庭养老方式的弹性可能更大一些。据此,表3进一步以婚姻状态分离出两种不同二级样本的估计结果。第一个子样本是已婚老人,工具性变量(IV)Probit模型估计显示,每增加10 000元年养老保险收益,已婚老人选择家庭养老方式的概率将减少0.207%,弹性为-1.237 6显示出养老保险收益对已婚老人选择家庭养老方式有着显著影响。第二个子样本是丧偶老人,工具性变量(IV)Probit估计显示,每增加10 000元养老保险年收益,丧偶老人选择家庭养老方式的概率降低0.228%,弹性为-0.305 9(1)此处丧偶老人对家庭养老方式弹性低于已婚老人是由抽样引起的,对机构老人进行了超比例抽样,机构老人婚姻状态多为丧偶,且对家庭养老方式的弹性相对较低。,表明丧偶老人在养老方式的选择上对养老保险收益也具有极高的敏感性。

使用工具性变量(IV)Probit模型分析中国养老保险制度与家庭养老方式选择的关系,可以发现,一方面随着养老保险收益增加,全体老年人口、已婚和丧偶老人对家庭养老方式的选择概率都将下降,更倾向于自我养老方式。另一方面养老保险制度差异带来的收益差异,可能造成老年人口养老方式选择上的差异。机关事业单位养老保险待遇领取者有更强的经济能力与资源选择自我养老方式,企业职工养老保险待遇领取者可能因为经济能力与资源较弱不得不选择家庭养老方式。

(二)养老保险制度与社会养老方式选择的关系

养老保险制度差异引发的收益差异不仅对老年人口选择家庭养老方式有重要影响,随着中国社会化养老的发展,也对选择机构养老方式有重要影响。为了检验这一点,进一步估计老年人口放弃自我养老选择机构养老方式的概率变动程度θ。由于对机构老人进行了超比例抽样,使用的机构养老方式指标并非指他们当前在机构,而是倾向居住在机构,结果如表4所示。

表4 养老保险收益对不同婚姻状态老人选择机构养老方式的概率变动参数估计

表4为使用Probit模型和工具性(IV)Probit模型分别估算得出不同婚姻状态老人放弃自我养老选择机构养老方式的概率变动值θ,弹性和p值。所有系数均乘以10 000,表示每增加10 000元养老保险年收益,老年人口选择机构养老方式的概率变动程度。

总体样本Probit模型的θ值为0.000 003 0,统计意义不大。表示每增加10 000元的养老保险年收益,老年人口选择机构养老方式概率增加0.03%,弹性为0.08,表明养老保险收益与机构养老方式间缺乏弹性。使用工具性(IV)Probit模型估计发现,养老保险收益对机构养老方式有显著影响。参数θ提高到0.000 026 8,表示每增加10 000元年养老保险收益,老年人口选择机构养老方式概率提升0.268%,弹性上升到0.724 7。

进一步对已婚和丧偶两类老年人口子样本进行估计。第一个子样本为已婚老人,Probit模型估计显示,每增加10 000元养老保险年收益已婚老人选择机构养老方式概率提升0.25%。工具性变量(IV)Probit模型估计表明,每增加10 000元养老保险年收益,已婚老人选择机构养老方式概率增加2.8%,养老保险收益对已婚老人选择机构养老方式有着显著影响。第二个子样本为丧偶老人,Probit模型估计结果为每增加10 000元养老保险年收益,丧偶老人选择机构养老方式概率将增加0.013%。但工具性变量模型估计显示,每增加10 000元养老保险年收益,丧偶老人选择机构养老概率增加0.32%,弹性高达2.501 8。

使用工具性变量(IV)Probit模型分析养老保险制度与机构养老方式选择的关系,得出如下结论:一方面随着养老保险收益增加,全体老年人口、已婚和丧偶老人选择机构养老方式概率均有所提升。另一方面养老保险制度间差异带来的收益差异,可能造成老年人口机构养老方式选择上的差异。机关事业单位养老保险待遇领取者有更强的经济能力与资源,选择机构养老方式意愿与能力可能更强。企业职工养老保险待遇领取者可能因为经济能力与资源较弱对机构养老方式的意愿相对较弱。

(三)养老保险制度与城市老年群体养老方式变动间关系

微观估计发现,养老保险制度对城市老年人口养老方式变动有着显著影响效应,养老保险收益变动可能引发城市老年人口养老方式变动,因此以陕西省2016年人口1%调查获取的老年人口养老方式总体数据为基础,对陕西老年人口养老方式随养老保险收益变动进行宏观预测。

2016年陕西省老年人口养老方式抽样调查显示,全省共342.65万城市老人,52.3%采用家庭养老方式,其中已婚老人125.98万人,丧偶老人49.10万人。表5是每减少10%的养老金收益引发陕西城市老人养老方式变动的宏观预测结果,由于缺乏机构养老方式数据,对城市老人在家庭养老方式与自我养老方式间变动程度进行预测。结果表明,年养老保险收益减少10%(也可能是随着物价上涨养老金未上涨带来的收益相对降低),将增加219 113位城市老人选择家庭养老方式。其中,增加199 283位已婚老人选择家庭养老方式,增加48 882位丧偶老人选择家庭养老方式。总体而言对已婚老人影响最大,因为这部分老人占老年人口的比重大且变动弹性较高。

表5 陕西城市老年人口养老方式变动情况(2)数据来源:《陕西省老年人口和老龄事业发展状况报告》(2016年度)。

宏观预测还探索了养老保险制度与城市老年群体养老方式变动间关系,一方面随着养老保险收益相对或绝对下降,陕西城市老人中相当部分将选择放弃自我养老,选择家庭养老,同时也会减少其机构养老意愿。另一方面,养老保险制度差异引发城市老年群体养老方式变动带有“养老保险制度”特征,参加机关事业单位养老保险制度的城市老人可能独立性更强,更倾向选择自我养老或社会化机构养老,而参加企业职工养老保险制度的城市老人可能更多地选择家庭养老方式。

五、研究结论与政策启示

(一) 研究结论

使用工具性变量(IV)Probit模型从城市老年人口微观个体和宏观群体层面分别分析了中国养老保险制度与养老方式间的关系。得出如下结论:

1.养老保险制度与家庭养老方式间关系

随着养老保险制度的不断完善,待遇调整机制及时有效,养老保险收益增加,全体老年人口、已婚和丧偶老人选择家庭养老方式的概率均会下降,更倾向于自我养老方式。年养老保险收益每增加10 000元,城市老人选择家庭养老方式概率下降0.18%。对不同婚姻状态城市老人的估算发现,年养老保险收益每增加10 000元,已婚老人选择家庭养老方式概率下降0.207%,丧偶老人选择家庭养老方式概率下降0.228%。

养老保险制度间差异带来的收益差异,可能造成城市老年人口养老方式选择上的差异。机关事业单位养老保险待遇领取者更大概率选择自我养老方式,企业职工养老保险待遇领取者更大概率选择家庭养老方式。

2.养老保险制度与机构养老方式选择的关系

随着养老保险收益增加,全体老年人口选择机构养老方式概率增加。每增加10 000元年养老保险收益,城市老人选择机构养老概率增加0.268%,已婚城市老人选择机构养老方式概率增加0.28%,丧偶城市老人选择机构养老概率增加0.32%。

养老保险制度间差异带来的收益差异,可能造成城市老年人口机构养老方式选择上的差异。机关事业单位养老保险待遇领取者更大概率选择机构养老方式。企业职工养老保险待遇领取者更大概率选择家庭养老方式。

3.养老保险制度与城市老年群体养老方式变动间关系

对陕西省城市老年人口养老保险收益变动引发的养老方式变动进行了预测。随着养老保险收益相对或绝对下降,陕西城市老人中可能有相当部分将放弃自我养老,选择家庭养老方式,同时也会减少其机构养老意愿。年养老保险收益减少10%(也可能是随着物价上涨养老金未上涨从而收益相对降低),将增加219 113位城市老人选择家庭养老方式。其中,增加199 283位已婚老人选择家庭养老方式,增加48 882位丧偶老人选择家庭养老方式。

养老保险制度差异引发城市老年群体养老方式间变动还带有“制度性”特征,机关事业单位养老保险制度覆盖的老年人口可能有更强的独立性,可以选择自我养老或机构养老方式,而企业职工养老保险制度覆盖的老年人口可能更多地选择家庭养老方式。

(二) 政策启示

1.不断完善待遇调整机制,增加养老保险收益,推动多元化养老方式的发展

2020年新冠肺炎疫情冲击,给基础养老金收益带来挑战,也给城市老年人口的养老方式带来一定影响。尽管中国一直呼吁建立基础养老金待遇正常调整机制,疫情造成的停工停产和企业养老保险减负政策必然导致基础养老金下降,增加城市老人选择家庭养老的概率。现有研究表明,选择家庭养老方式的老人会进一步减少消费,用于增加家庭照护负担。随着人口老龄化加剧,消费的减少与家庭负担的增加,可能进一步冲击宏观经济。必须通过建立完善多支柱养老保险制度和待遇调整机制,增加城市老年人口养老保险收益,推动多元化养老方式发展,间接刺激老年人口消费,减轻家庭负担,以带动宏观经济繁荣。

2.加快推进养老保险制度并轨,不断缩小制度间差异

养老保险双轨制造成不同职业群体养老方式选择上出现差异,参加企业职工养老保险的老年人口可能因此不得不选择家庭养老方式。推进养老保险制度并轨,缩小制度差异刻不容缓。多年来关于养老保险制度并轨的呼声不断,2014年名义并轨已经实现,但实际并轨还需要进一步统一缴费基数、缴费比例、统筹层次及基础养老金部分的待遇计算公式,才能缩小制度差异、群体差异,为发展居家社区机构相协调的养老服务体系提供坚实的制度保障。

3.建设专业化社区服务、机构服务以及上门付费服务

随着中国经济发展,养老保险待遇必然不断增加,老年人口对自我养老和机构养老方式的需求也将不断增强。研究发现,老年人口自我养老和机构养老方式也可能面临诸多问题,例如自我养老的照护需求和社交风险,机构养老服务质量问题等。十九届四中全会提出建立居家机构社区相协调的养老服务体系,不再明确规定居家社区机构建设比例,各地需要因地施策,这离不开社会化养老服务的支撑。建设专业化社区服务、机构服务乃至上门付费服务,既是国家现代化、养老方式现代化的未来走向,也是适应养老保险制度不断完善的大社保体系未来发展方向。

4.发展丧偶独居老人基本养老服务,保障特殊群体养老服务需求

西方研究中常将丧偶、未婚老人独立分析,是因为仅依靠养老保险收益,这部分群体更容易陷入贫困或照护不足风险。2020年是脱贫攻坚的决胜之年,丧偶、独居、未婚老人家庭养老服务资源有限,随着养老保险收益的减少选择机构养老方式的意愿也会因费用问题下降,最终后果是部分特殊失能老人可能陷入贫困或面临照护不足,可能增加返贫风险。因此,优化针对缺乏照护的丧偶、未婚独居老人的基本养老服务,增加针对丧偶或独居老人的养老服务专项补贴,推动丧偶老人在内的独居老人选择社会化养老服务,减轻丧偶独居老人及家庭照护负担,既能促进养老机构发展减轻家庭负担,又可以降低特殊老人的致贫风险,应当成为发展基本养老服务的重要内容。