全国有多少老年人愿意去机构养老?——潜类别与混合回归模型的经验证据

阳义南

一、引言

随着老龄化、家庭小型化发展,探索应对养老需求增大与家庭养老功能弱化之间矛盾的可行养老模式就成为重要任务。其中,机构养老是指由国家与社会建立专门社会组织或机构为老年人提供满足身体、心理、精神慰藉等需求的集中院舍式养老服务模式,包括养老院、敬老院、福利院、老年公寓、老年护理院、托老所等。1987—1999年,我国主要以机构为重心来建设养老服务体系,采取政府承担费用、直接举办公办机构的模式。2000—2005年,我国养老服务虽仍以机构建设为主,但向公建民营、民办公助、民办等市场化经营模式发展。2005年我国启动养老服务社会化,让更多的自费老年人进住公办养老机构。2013年,我国提出建立以居家为基础、社区为依托、机构为支撑、医养相结合的养老服务体系,“十三五”提出了“机构为补充”,“十四五”又提出居家、社区、机构相协调,支持家庭承担养老功能。

随着我国养老服务体系建设从机构向社区、居家回归,尽管公办养老机构“一床难求”,但多数民营养老机构却面临举步维艰的困窘[1]。2022年末全国共有各类提供住宿的养老机构4万个,养老服务床位822.3万张,基本达到了3%的供给目标,但养老床位空置率超过50%(1)数据来源:《中华人民共和国2022年国民经济和社会发展统计公报》《2021年中国民政统计年鉴》。。乔晓春[2]利用“七普”长表数据发现,全国老年人居住在养老机构的比例仅为0.73%,包括财政“兜底”的民政收住对象和自费老年人,其很大原因在于对老年人的机构养老意愿把握不准[3]。

有多少老年人需要或愿意选择机构养老?这是机构养老服务业发展的重要依据,也关乎老年人的需求满足,并影响政府部门的需求侧管理。学者们虽对老年人的机构养老意愿、偏好、选择、需求、入住、使用或消费等进行了大量研究,但都是依据单一变量指标的调查统计,且大多使用地方数据,导致结果差异也很大,由此难以提供机构养老意愿的可靠、准确信息,既限制了政策影响力,也不利于相近研究的对话和深化。

基于CLASS 2018年全国大样本数据,本文使用潜类别模型及四个指标对“机构养老”进行测量,将老年人个体识别为“机构养老”“非机构养老”两组,其中“机构养老”组的比例代表了我国老年人的机构养老意愿,同时使用混合回归模型对两组老年人养老意愿的决定因素进行了分析。相比已有研究,改进之处主要有:第一,基于模型(model-based)和多指标的测量方法,减少了测量误差;第二,潜类别模型是对老年人异质性的整体式识别,减少了分组误差;第三,混合回归模型既考虑了群体间的异质性,又考察了群体内的量差性,比传统的单一回归模型更准确;第四,重点考察了社会保障收入、社区环境等目前讨论不多的影响因素。据此,可以获得更准确的我国老年人机构养老意愿数据,并提出更精准有效的对策措施,促进我国机构养老服务业更合理有序地发展。

二、文献回顾

我国以机构为重心的养老服务模式在发展过程中出现了养老机构空置率居高不下,同时绝大多数居家养老尤其是失能失智的老年人没有得到政策支持等问题,养老服务体系的建设重心逐渐由重机构向重社区与居家转变[4][5]。解决养老服务体系结构性失衡问题的关键在于:选择怎样的出发点和立足点,即是从老年人需求出发还是从国家供给出发,是立足于制度政策框架还是立足于大众对养老服务体系的认同,等等[6]。

老年人机构养老意愿是需求侧研究的起点。人们对机构养老的观念和选择在逐渐转变,越来越多的老年人及家庭能接受机构养老[7][8]。现有研究得出的老年人机构养老意愿比例最低为3.3%,最高的达74.7%,10%左右的最多。医养结合型养老机构入住意愿低的为12.89%,高的达60.8%[9][10]。农村老年人机构养老意愿低的为1.8%,高的有37.9%[11][12]。失能老年人机构养老意愿的比例低至2.3%,高的有47%[13][14]。宁艳等[15]基于CLHLS 2014年数据得到60岁以上空巢老年人的机构养老意愿为1.7%。这些研究都是询问“您愿意去养老院(机构)养老吗?”等类似问题,设置“愿意”“不愿意”两种选项。王桥、张展新[16]指出,单选项养老意愿的问题调查带有更多的随意性,而多选项的养老意愿问题调查应该更能真实反映老年人的意愿。他们从单选项提问得到的机构养老意愿比例为36.6%,而在多选项提问得到的比例为9.98%。除了“意愿”研究,也有学者从老年人对机构养老的偏好、选择、需求、入住、使用或消费等相近角度进行了探究。

对于机构养老意愿的影响因素,现有研究集中在老年人个体及其家庭的微观层面。仍有就业意愿和就业条件的低龄老年人不愿意进入养老机构[17]。张文娟、魏蒙[18]发现非失能老年人机构养老意愿的比例远高于失能老年人。张瑞玲[19]也发现,老年人身体状况越好越愿意入住养老机构,身体状况越不好越不愿意入住养老机构。夏春萍等[11]重点考察了传统孝道观念、对养老机构伙食的认知、配偶和邻居影响的行为态度、主观规范、知觉行为控制等意志因素,发现其具有明显的影响。阎志强[20]对广州老年人的调查发现,老年人住养老院具有很大的不确定性,特别对医疗保健、临终照护服务有高度期待。陈昫[21]基于建构主义视角,通过入户访谈,发现大多数老年人对养老院印象不佳,持消极态度,并在表明这一态度的过程中主观建构了养老机构的消极刻板印象,且进行了“不属于养老院照顾对象”的自我身份构建。

机构养老意愿的中观层面主要检视了养老机构、同龄人群、村庄、单位组织等因素的影响。杜恒波等[22]基于扎根理论的访谈发现,周边老年人对老年人自身决定是否去养老院影响也很大,包括积极的看法和消极的言论。狄金华等[23]指出,农民机构养老意愿应放回村落视野之中来考察,发现有非正式宗族网络的农村居民比没有宗族网络的入住养老机构的意愿低,有正式宗族组织的入住意愿最低,并且宗族在公共服务中的功能越强,农民入住养老机构的意愿越低。吴海盛、邓明[24]的研究发现,自然村个数较多、第一大姓比例较小的村庄的农民更倾向于通过正规化的养老模式来解决养老问题,源于难以从家庭或社区获得全部养老资源。高晓路[25]研究发现,商品房小区老年人倾向于服务质量和环境比较好的私立机构,廉租房社区老年人倾向于低收费的公办养老机构,普通混合社区老年人倾向于中等收费的私立养老机构,街坊社区老年人要求离家近的养老机构,单位大院老年人倾向于公办的机构,指出这与社区构成的社会经济文化背景紧密相关,并提出应以社区为着眼点来把握老年人的社会养老服务需求。

中观层面因素中,养老机构运营的一些问题也影响老年人的机构养老意愿。如,养老机构的养、护、医、送四大功能分离,缺乏家居认同和亲情滋养,专业、负责的老年护工和管理人才短缺,农村养老机构的非规范发展[26]。养老机构普遍与医院康复机构距离较远,无法满足老年人的就医需求[27]。韩杨和李红玉[9]的研究显示,老年人对医养结合机构养老的意愿更高,达60.8%。杜恒波等认为[22],养老院的硬件设施、软文化、组织形态等因素是影响老年人选择养老院养老的重要因素。肖云等[28]的研究检验了老年人对养老机构的认知变量,包括对机构设施和服务质量的认知以及了解程度,都具有正向地提升机构养老入住意愿的作用。对养老机构知晓程度越高的老年人越倾向于选择入住养老机构[19]。徐俊和朱宝生[29]对北京市460家养老机构的统计分析表明,实际床均护理人数、养老机构所在位置、室内配套设施数、医护设施设备数、专业技术人员占比和自理老年人比例对床位使用率都有显著的影响。

机构养老意愿的宏观层面主要讨论了地区经济文化习俗、社会保障、公共政策、医疗与养老服务市场等因素的影响。廖楚晖[30]运用结构方程模型检验了政府行为的影响,发现机构服务监管、养老制度运行均存在显著影响,并且机构服务监管在养老制度运行与养老意愿之间起到部分中介作用。于凌云、廖楚晖[31]研究了不同的基本养老保险待遇影响个人或家庭的养老消费决策及机构养老的意愿,发现参加城乡居民基本养老保险、城镇企业职工基本养老保险及享有机关事业单位退休金等三类群体的机构养老意愿均显著高于未参保群体。

从已有研究看,对机构养老意愿的调查统计结果差异很大。究其原因,大多研究的样本只来自个别地区,还有不少研究样本是分别来自城市或农村。所依托的抽样调查设计也存在较多缺陷[16]。多数研究是针对单因素的问题调查,精度通常较低。在探究老年人机构养老意愿的影响因素时,人口和家庭因素讨论得最多,而机构、组织、村落、同龄等中观因素和地区经济文化、制度政策、市场等宏观因素的影响则较少涉及。影响老年人机构养老意愿的并非单一或少量因素,而是多层面因素彼此关联的复杂作用的结果。在研究这些因素的影响时,结果存在诸多冲突和矛盾,很大原因归咎于老年人群内部的异质性[18],而通常使用的logit回归、Cox回归等估计方法识别不准,还需运用更准确的异质性分析工具。

三、研究设计

(一)理论模型

随着经济社会发展、家庭结构变化和文化观念转变,养老问题日益复杂,单一层次的因素分析越来越难以解答老年人机构养老背后深刻的行为和结构机制,而多维度、多层次的因素剖析具有更强解释力。故此,本文在现有文献的基础上提出老年人机构养老意愿的多层因素理论模型,包括个人及家庭的微观层面因素,社区、机构、单位组织或村落等中观因素,以及地区经济文化风俗、社会保障制度、国家政策等宏观因素。如图1所示。

图1 老年人机构养老多层因素模型

(二)样本数据来源

本文的样本数据来自由中国人民大学老年学研究所组织、中国调查与数据中心负责具体执行的中国老年社会追踪调查(China Longitudinal Aging Social Survey,简称CLASS)。2018年采用多阶段分层概率抽样法,在全国28个省(区、市)获得11418位老年人个体数据(2)不包括香港、台湾、澳门、海南、新疆和西藏。。

(三)主要变量及其测度

1.被解释变量:机构养老。鉴于已有研究一般只询问“机构养老意愿”等单一变量而存在识别误差,本文假设“机构养老”为分类型潜变量,采用“机构养老选择”“机构养老了解”“机构养老印象”“机构养老支持”四个指标对其进行测量,以获得更准确的结果。

CLASS问卷询问“今后您打算主要在哪里养老?”将该变量命名为“机构养老选择”,选项包括“自己家、子女家、社区日托站或托老所、养老院、其他、无法回答”,将回答结果为“养老院”的赋值为1,其余回答结果赋值为0。第二个测量指标为问卷询问的“您了解养老院吗?”将该变量命名为“机构养老了解”,选项包括“了解、有些了解、不了解”,将回答为“了解”的赋值为1,其他回答结果设为0。第三个测量指标为问卷询问的“您对养老院的总体印象如何?”将该变量命名为“机构养老印象”,选项包括“较差、一般、较好、无法回答”,将回答为“较好”的赋值为1,其他回答结果为0。第四个测量指标为“您的家人愿意您去住养老院吗?”将该变量命名为“机构养老支持”,选项包括“愿意、不愿意、意见不统一、不知道”,将回答为“愿意”的赋值为1,其他回答结果为0。本文在四个测量指标变量上采取较严格的赋值方式,这是考虑机构养老需要付费,故而只将被访老年人直接正面的选择结果为“养老院”“了解”“较好”“愿意”赋值为1,而将其余的否定或不太确定的回答结果赋值为0。

2.解释变量。限于CLASS数据中变量的可得性,本文将重点考察:第一,宏观层面的社会保障收入,包括养老金(元/月)、高龄津贴(元/月)、救助金(元/月,含低保金、贫困救助金、其他救助金)、居家养老服务补贴或券(元/月)、第一位收入来源(1=养老金,2=劳动工作所得,3=家庭成员收入,4=政府补贴或资助,5=财产性收入);第二,中观层面的社区因素,包括社区类型(1=街坊型、单位房、保障房社区,2=商品房小区、别墅区或高级住宅区,3=村改居、村居合并或城中村,4=农村社区)、社区活动场所或设施(含老年活动室、健身场所/设施、棋牌或麻将室、图书室、室外活动场所、其他)、社区医养服务(1=无医无养,2=有养无医,3=有医无养,4=医养结合)。

3.控制变量。将微观层面的老年人个体及家庭因素作为控制变量,包括性别(男性=1,女性=0)、年龄、教育(1=不识字,2=小学,3=初中,4=高中,5=大专及以上)、婚姻(1=已婚有配偶,0=丧偶、离婚、未婚)、户籍(1=非农户籍,0=农村户籍)、健康(1=很不健康,2=比较不健康,3=一般,4=比较健康,5=很健康)、孩子数(儿子和女儿数)。

(四)模型

1.潜类别模型。潜类别模型(latent class model, LCM)是测量分类型潜变量“机构养老”取值结果(潜类别)的测量模型。基本假设是,分类型潜变量的每种潜类别对各外显指标变量的反应选择具有某种倾向性影响,可由这些互斥的潜类别来解释外显变量各种反应的概率分布,即根据个体在测量指标上的反应模式对其进行归类,识别有哪些不同群组,个体应被归入哪一类[32][33][34]。相比传统的异质性分析方法,LCM是对老年人异质性的“整体”式聚类分组,不必借助性别、户籍等外生变量,能更全面地捕捉个体异质性,分类结果更准确、客观[35][36][37]。LCM提供了一个基于个体中心化(person-centered)认识老年人机构养老行为及其模式分化的分析工具。本文LCM的方程式如下:

(1)

其中,Yijk表示个体i在指标j的选项得分(j=1,2,3,4),每个j共有k个取值(k=0,1);C为潜类别,有t个取值。

潜类别模型将使用mlogit回归估计式(1)中的潜类别概率P(C=t),类似方差解释比。接着对四个0-1型指标变量进行logit回归,估计出第j个指标在第t个潜类别的截距。截距越大,表明该潜类别对此指标变量的影响越大。

模型(1)的参数估计出来之后,再使用贝叶斯后验概率公式(2)计算出老年人在不同潜类别的归属概率。他们在哪一类的概率更大,就归入对应类别,完成个体识别。

(2)

2.混合回归模型。混合回归模型(regression mixture model, RMM)整合了潜类别模型LCM与传统的回归模型,在测量出不同类别群体的基础上分别建立各自的回归模型[38]。模型方程如下:

(3)

其中,P(C=t|Zi)为考虑协变量Zi时属于潜类别C=t的概率。本文的Zi包括社会保障因素、社区环境因素、个人及家庭因素,解释分类型潜变量“机构养老”各个潜类别的成因。

四、实证结果分析

(一)描述性统计结果

如表1所示,在测量指标“机构养老选择”上,选择“养老院”的比例为2.88%。这是依据单一指标的机构养老意愿比例,而选择“自己家”“子女家”“社区日托所或托老所”“其他”“无法回答”的分别占65.76%、17.24%、2.06%、6.98%、5.07%。在“机构养老支持”上,回答“愿意”的为10.82%,而回答“意见不统一”“不愿意”“不知道”的各占6.66%、45.67%、36.85%;在“机构养老了解”上,回答“了解”占10.53%,而回答“有些了解”“不了解”的各有39.31%、50.17%;在“机构养老印象”上,回答“较好”的占11.9%,而回答“一般”“较差”“无法回答”的有43.42%、11.9%、33.21%。可见,近九成老年人对养老机构并不了解,并对此形成了较负面的刻板印象。

表1 描述性统计结果

问卷还询问了三个关于养老院的其他问题,第一,“您在什么情况下会去养老院?”选择“无论如何都不会去”“无法回答”“其他”的占44.74%、12.98%、0.59%;而选择“需要有人照料”“需要有人陪伴”“出现家庭矛盾”“换个居住环境”的各占22.37%、9.70%、6.55%、3.07%,这四种情形代表了老年人的机构养老“需要”,合计占比41.69%。第二,“您最喜欢以下哪种养老院?”选择“离家近”“离医院近”“收费低”“入住门槛费用低”“服务质量好”“居住环境好”的各占13.34%、11.97%、22.26%、13.47%、27.39%、10.89%,选择“其他”的占0.67%(3)样本量为6310人。。第三,“如果需要住养老院,您家一个月最多能承受多少钱?”均值为1658.67元,最小值为0元,最大值为8000元。高晓路[25]调查北京市6个不同类型社区的605位老年人发现,70%的居民可以接受的养老机构价格不超过2000元/月,1200元/月是养老机构收费的最优值。但表1中的养老金均值仅190元,没有养老金收入的占60.6%,低于1000元/月的占比达94.99%。

(二)潜类别模型估计结果

潜类别C的数目未知。根据Everitt等人[39]对样本潜类别的分类原理,在模型收敛的前提下根据BIC值最小化来判定最优的潜类别数目(4)BIC的惩罚项比AIC大,考虑了样本数量,可有效防止因样本量大而导致的过拟合,并且BIC能防止当n较少时,k值过高。。从C=1开始对式(1)的潜类别模型采用最大期望算法(EM)进行迭代估计,依次增多,直至似然函数无法收敛。C=1的BIC值为24625.73,C=2的BIC值为23690.57,C=3的模型不收敛。故本文最终采用分两组的潜类别,并将其命名为“机构养老”“非机构养老”。估计结果如表2所示。

表2 潜类别模型估计结果

进一步基于模型(2)计算出老年人个体归于这两类的贝叶斯后验概率。被访老年人在四个指标变量的回答结果或反应模式,在两组的归类概率、归类结果及其频数、频率,如表3所示。其中,4个指标都选“0”的有8669人,占75.92%,1个指标选“1”的共四种情形,2049人,合计占17.95%;有2个指标选“1”的共六种情形,536人,合计占4.71%;有3个指标选“1”的共四种情形,127人,合计占1.12%;四个指标都选“1”的有37人,占0.32%。表3中,指标组合(0100)这种反应模式被识别为“机构养老”的后验概率,仅为57.71%,说明只根据“机构养老选择”这一个指标来判定老年人机构养老意愿的精度是有限的。相比王桥、张展新[16]用多个回答选项来予以改进,本文基于多指标联合概率分析的识别结果会更加准确。

表3 个体反应模式及其归属潜类别的后验概率 (N=11418)

将老年人个体的归类结果进行加总,识别为“非机构养老”的有10718人,占93.87%,识别为“机构养老”的有700人,占6.13%,高于只依据“机构养老选择”单一指标结果(2.88%)。这是因为“机构养老支持”“机构养老印象”“机构养老了解”等指标提供了更多信息。

表4中的分特征识别结果可为机构养老业、机构床位等供给侧和老年人机构养老需求、政府需求侧管理、市场需求等提供更丰富的参考信息。具体来说,城镇户籍老年人的机构养老意愿为8.23%,约为农村(4.31%)的两倍;随着年龄的后移,“50后”“40后”“30后”及之前老年人的机构养老意愿在提升,说明机构养老这种模式越来越被老年人所接受。男性老年人略高于女性老年人,而无配偶老年人略高于已婚有配偶老年人。就文化程度而言,初中及以上的意愿更高;在主要收入来源这一项,依靠养老金、财产性收入的意愿最强,二者可为机构养老提供稳定可靠的经济支持,而依靠家庭成员收入、政府补贴或资助、劳动工作所得等经济来源相对不稳定,机构养老意愿低于前两者。

表4 不同特征老年人被识别后的潜类别比例 (单位:%)

(三)混合回归模型估计结果

混合回归模型是在测量分类型潜变量“机构养老”的基础上,对识别出来的不同潜类别分别建立回归模型,分析加入的协变量对该潜类别的影响。首先加入社会保障的经济类变量,包括每月的养老金、救助金、高龄津贴、居家养老服务补贴,以及目前占第一位的经济收入来源;接着加入社区类型、社区医养服务使用、社区活动场所或设施;最后加入年龄、学历、性别、婚姻、户籍、健康、子女数等人口学及家庭变量。估计结果如表5所示。

表5 混合回归模型估计结果

表5中,模型(2)、模型(3)迭次加入社区变量、人口学及家庭变量,社会保障等经济变量、社区变量的回归系数总体上保持稳定,说明混合回归模型的估计结果是稳健的。最后针对模型(3)的估计结果展开分析。

第一,社会保障制度的保障型给付提高了机构养老意愿,而福利型给付降低了机构养老意愿。养老金收入对机构养老意愿具有在1%水平显著的正向影响,养老金月收入每增加一元,机构养老意愿上升0.0164%(优势比OR=1.000164,下同)。救助金对机构养老意愿的影响也在1%水平显著为正,救助金月收入每增加1元,机构养老意愿上升0.15%。高龄津贴则对机构养老意愿具有10%水平的显著负向影响,高龄津贴月收入每增多1元,机构养老意愿降低0.23%;居家养老服务补贴的影响系数也为负,但不显著。

在我国社会保障制度中,养老金、救助金都属于保障型给付,满足的是老年人基本或最低的生活需求,且救助金领取者本身属于民政“兜底”的机构养老收住对象。高龄津贴、居家养老服务补贴则属于福利型给付,满足的是老年人更高层次的需求。已有研究表明,我国绝大多数老年人真正偏好的养老模式是居家社区养老。机构养老与居家养老之间是替代性的消费,而非互补型消费。按照需求层次理论,保障型的救助金、养老金给付水平的增加能提升满足老年人最低或基本需求的机构养老的意愿。而随着福利型给付水平的提高,老年人更有支付能力去消费其更偏好的居家社区养老,因此降低了机构养老意愿。这说明老年人内在的需求偏好才是决定其养老消费模式的真正原因,并非直观认为的那样,老年人不去机构养老是因为支付不起,进而推断当老年人收入水平提高了,就会增加对机构养老服务的消费。

第二,老年人机构养老意愿随着收入来源稳定性的上升而相应增强。财产性收入、养老金、家庭成员/自己劳动或工作所得、政府补贴或资助的回归系数依次减小。相比对照组的自己劳动或工作所得,财产性收入为第一来源的机构养老意愿上升了79.39%,养老金为第一来源的意愿提高了73.06%,家庭成员为第一来源的意愿提高了38%,而依靠政府资助或补贴的意愿则下降了6.48%。这五种第一位收入来源中,财产性收入、养老金的稳定性最强,老年人对其支配权最大,其次为家庭成员(配偶、子女或其他亲属)的收入或资助,而相比之下,自己劳动或工作所得、政府或社区的补贴或资助的经济稳定性更低。不难看出,回归系数的差异反映了五种收入来源的稳定性对机构养老意愿的影响差别,说明老年人入住养老机构须有稳定持续的经济收入来源做支撑,并且从回归系数的大小来看,相比养老金、救助金等社会保障的收入高低,收入来源稳定性对机构养老意愿的影响更强。

第三,熟人社区、非农社区的老年人的机构养老意愿高。社区类型中,相比对照组的街坊型、单位房或保障房社区,商品房小区或高档住宅区、农村社区、村改居或村居合并或城中村的老年人的机构养老意愿更低,分别低了6.39%、20.1%、24.9%。居住在街坊型、单位房或保障房社区的老年人具有某些相似特征,如长期交往频繁、同一单位、同属低收入人群,彼此间具有更强的同侪影响或从众心理及行为,并且通过比较回归系数的大小,发现农村社区老年人比城镇社区老年人的机构养老意愿更低。

第四,社区医养服务尤其是医养结合、老年活动场所或设施更多的,能提高老人的机构养老意愿。就社区医养服务的影响而言,相比对照组的无养无医社区,有医无养、有养无医、医养结合都能显著提高机构养老意愿,分别高出1.29倍、3.31倍和5.44倍,说明养老服务具有基础性作用,而医养结合的作用更强。社区养老场所或设施也具有显著正向影响,每增多一种场所或设施,机构养老意愿提高8.972%。社区作为机构养老与居家养老之间的承接过渡场域,兼具“准机构”“近居家”等多种生活模态,提供集体交往、团队活动等生活环境,这使得社区养老环境接近机构养老,能促进老年人接受机构养老的生活方式,更利于老年人从居家养老向机构养老平稳对接。

第五,男性、无配偶、城镇户籍、更年轻、更高学历、更健康、更少子女等特征老年人的机构养老意愿更强。“30后”及之前出生、“40后”、“50后”老年人的机构养老意愿依次提高,说明机构养老越来越被更年轻的老年人所接受。“40后”老年人的机构养老意愿高出67.72%,而“50后”老年人高出2.07倍。相比文盲学历的老年人,机构养老意愿最强的是高中学历老年人,其次为初中学历老年人、大专及以上学历老年人,三类老年人的意愿分别高出66.54%、36.34%和49.95%,而小学学历老年人的机构养老意愿低出1.65%。比较回归系数的大小可以看出,高学历老年人的意愿更强,低学历老年人的意愿更低。男性比女性的机构养老意愿高22.11%。已婚有配偶的老年人比无配偶老年人去机构养老的意愿低27.41%。城镇户籍的比农村户籍的意愿高47.89%。老年人健康程度每提高一个单位,机构养老意愿则平均高出10.66%。儿女数量每多一个,老年人机构养老意愿则平均低11.49%。

五、结论与政策建议

CLASS 2018年数据显示老年人有机构养老需要的占41.69%,本文使用潜类别模型及四个测量指标,识别出样本老年人的机构养老意愿为6.13%,老年人机构养老需要与机构养老意愿之间相差35.56%,表明二者之间存在着较大的梗阻或脱节。

从本文混合回归模型的估计结果可知,社会保障制度中的保障型给付提高了机构养老意愿,而福利型给付降低了机构养老意愿;收入来源稳定性的上升也会相应增强老年人的机构养老意愿,并且相比收入的高低,收入来源稳定性的影响更大。熟人社区、社区医养结合、老年人活动场所或设施配置能提高老人的机构养老意愿。男性、无配偶、城镇户籍、更年轻、更高学历、更高健康程度、更少子女等特征老年人的机构养老意愿更强。

本文认为应注意区分老年人的机构养老需要、意愿、需求、使用、消费等不同的概念和阶段。老年人的机构养老需要更多取决于自身的主观偏好(如喜欢集体生活)或客观必需(如失能);机构养老意愿更多取决于老年人对机构养老模式及意向养老机构的认可和接受,症结更多是目前被问诊较多的供需失衡、资源错配等供给侧原因;既有机构养老意愿又有购买支付能力则形成了机构养老需求,故从机构养老意愿到机构养老需求的症结更多的是支付能力问题,既包括政府财政支持,也包括自身收入;机构养老消费则主要取决于老年人及其家庭的购买力、机构养老服务价格等原因。故而,尽管现有研究大多从老年人购买能力不足、供需失衡、资源错配、服务质量等原因入手来解决我国养老机构的发展困境,但本文认为政策起点应发力于缩小老年人机构养老需要与意愿之间的缺口,在此基础上,再来探究如何提高机构养老需求、机构养老使用或消费等,才更合逻辑,更利于探索如何促进我国机构养老服务业合理有序、健康发展。

依据本文实证结果,提高老年人机构养老意愿首先要提升老年人对机构养老服务的认可或接受程度,更应从文化、习俗、认知、偏好、印象、质量等原因入手。本文提出如下政策建议:第一,改变老年人及其家人对养老机构传统负面的刻板印象。养老机构的布局设置要符合离家近、离医院近、收费低、入住门槛费用低、服务质量好、居住环境好等老年人的期待,增加老年人对养老机构的了解,促使形成正面印象;第二,增加养老金、救助金等保障型给付的水平,并保障老年人对其财产性收入、养老金等来源的自主权,提升第一位收入来源的稳定性;第三,完善社区医养服务、活动场所或设施,使之更具“似机构”养老环境,发挥好在机构养老与居家养老之间的承接过渡作用,使得老年人更愿意接受机构养老方式。