估計穩健回歸的貧困地區空巢老人養老意愿及其影響因素

王雪菀 楊立敏 亞西爾?阿不力克木

摘要： 從空巢老人微觀主體出發，基于2019年貧困地區（河南省T縣）的調研數據，以Anderson行為模型為指導，構建了空巢老人養老意愿的影響因素理論模型，并針對影響因素進行了M估計穩健回歸分析。研究顯示：（1）空巢老人選擇機構養老的意愿普遍較高，占53.59%;（2）影響空巢老人養老意愿的極顯著因素有7種，其中年齡、文化程度、養老收入、社會救濟金額會對養老意愿有極顯著的正向影響，性別、自評健康、收入來源穩定程度會對養老意愿產生顯著的負向影響，其中傾向性因素對養老意愿的影響最大;（3）社區養老未普及地區“高齡、身患疾病、低收入”等特征的女性空巢老人更愿意選擇“跟隨子女同住”或“居家養老（獨居或與配偶同住）”;（4）社區養老資源較完備地區“健康、子女少、高收入”的空巢老人更傾向于機構養老;（5）五保戶空巢老人更傾向于選擇正式養老機構。結果表明，以河南省T縣為例的貧困地區空巢老年人具有“低齡、低學歷、子女少”的特征且以五保戶居多，這類群體更向往在正式機構中安度晚年。

關鍵詞： 養老意愿;影響因素;空巢老人;M估計;Anderson行為模型

中圖分類號： F323.89? 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2020）05-0040-05

一直以來，“三農問題”都被認為是實現小康社會目標的短板，而農村空巢老人的養老問題愈來愈突出。2019年中央一號文件指出，到2020年，農民人均收入比2010年翻一番，這是全面建成小康社會的硬指標，對于農村家庭來說，農業收入是家庭的主要來源，在土地帶來的收入無法滿足家庭基本生活狀況的情況下，家庭就會陷入貧困的狀態;而隨著城鄉一體化進程的推動，很多青壯年勞動力都選擇到城市發展，農村中大多數是老弱婦孺，變成了“空心村”，老人在失去勞動力的同時在養老方面失去了人力的保障;農村養老主要存在以下具體問題：家庭“空巢化”，養兒防老已成為過去式;勞動力老齡化，依靠土地作為收入來源實屬不易;社會養老保障水平不高，僅僅依靠制度獲得生活保障較為困難;農村的空巢老人在經濟收入來源、日常生活照料、精神慰藉方面都面臨困境。面對這些日益嚴峻的問題，就需要開展相關的研究和調查分析來解決這些問題。

空巢老人養老問題是近期經濟學、管理學等學科關注并研究的重要領域。國內學者對該問題的研究主要集中在養老模式、養老保障、養老方式、影響因素、滿意度、制度選擇與設計等方面。郝亞亞等對空巢老人養老的意愿選擇、養老服務需求、養老保障、代際支持狀況及影響因素等問題進行了比較深入的研究，取得了一些重要的成果[1-5]。本研究以農戶養老需求的特點及其影響因素為前提，以貧困地區空巢老人為研究對象進行了分析，以期為完善空巢老人養老保障政策提供借鑒。

1 調查設計與實施

1.1 調查對象與方法

本研究樣本的選取主要基于區域經濟發展水平和地理位置差異的綜合考量，包括經濟發展水平相對較高的南部（河南省T縣城郊鄉）、經濟發展水平相對較低的西部（河南省T縣平氏鎮）及發展較均衡的東部（河南省T縣固縣鎮），調查地點分布見表1。這樣就兼顧了經濟發展水平和地域差異，增大了樣本的覆蓋面。在進行調查時，以分層隨機抽樣方式進行，有利于全面研究河南省T縣空巢老人養老意愿的影響因素。調查以面對面訪談的形式進行問卷調查（溝通有障礙的老人均通過旁人描述來記錄），調查內容主要包括空巢老人的社會人口學特征、社會支持、健康狀況及其養老意愿等。

1.2 理論框架（Andersen行為模型）

本研究以美國學者Andersen提出的行為模型為基礎，探索構建并分析老年人養老意愿影響因素的理論框架，該模型廣泛應用于個體對于結局變量的行為意愿，可依據其影響因素進行分類指導。該框架將行為影響因素分為傾向性因素（predisposing characteristics）、使能因素（enabling resources）和需求性因素（demand）3類[6]。本研究根據對結局行為的作用方式特點，修正了原有的3類因素，并構建養老意愿影響因素理論框架（圖1）。

1.3 樣本數據的描述性統計分析

根據河南省T縣306名空巢老人調研數據，以Anderson行為理論框架為依據，選擇空巢老人養老意愿作為因變量（Y），自變量主要選擇傾向性因素，包括性別、年齡、文化程度、農戶屬性;使能因素，包括子女數、年養老收入、特困人員救助、社會救助金額;需求性因素，包括自評健康程度、社區資源滿足度、自理程度、收入來源穩定程度、機構養老支付能力。共計3大類、13個自變量（表2）。

通過描述性統計可知，數據中并沒有異常值，數據值均在平均值的3個標準差范圍內波動，在傾向性因素中男性占多數，其中年齡為71～75歲且文化程度為小學的老人偏多，且多數老人屬于低保戶;使能因素中，被調查空巢老人平均擁有2個子女、年養老收入為6 001～8 000元、有特困人員救助且社會救濟金額為300～499元。而需求性因素中，變量均值在自評健康“一般”、基本滿足社區資源、生活起居基本能夠自理、收入來源比較穩定、可承擔601～700元的養老機構費用等變量上較為集中。預測方向中，年齡、文化程度、農戶屬性、養老收入（年）、社會救濟金額、機構養老支付能力被預測為正方向，這與通常年齡偏大的農戶相對不愿意接受新事物的心理狀態、文化程度越高的農戶相應的接受新鮮事物的能力等依據有關。

2 模型構建與結果分析

2.1 模型構建

貧困地區空巢老人養老意愿的影響因素對于制定空巢老人養老政策至關重要，本研究通過穩健回歸分析（Robust Estimation），找出影響農村空巢老人養老意愿與其影響因素之間的關系。在問卷設計中，將利用養老意愿Y分為“居家養老（獨居或與配偶同住”“跟隨子女同住”“機構養老”及“不知道，走一步看一步”4種情況，由此可見Y是1個多元取值變量，賦值為0表示“不知道，走一步看一步”，賦值為1表示居家養老獨居或與配偶同住;賦值為2表示跟隨子女同住;賦值為3表示機構養老。對于這種多元選擇，常采用多分類Logit模型進行建模分析，這是適用于解釋變量為非連續變量的一種回歸分析方法，但針對貧困地區空巢老人養老問題研究時，因老人空巢時間較長、生活相對貧困，存在記憶力差或健康狀況較差等現象，難免會出現混淆現實或表達不清楚等現象，會使問卷結果出現部分異常值。當觀測樣本中混入少量異常點（outlier）時，能抗拒異常觀測影響的參數估計方法，通常選擇以Robust穩健回歸模型來進行建模[7]。

本研究選用“M估計”的穩健估計法對4項意愿的占比進行分析。通過迭代再加權的均值得M估計，以有效減輕異常值對整體估計結果的影響，估計方法最為穩健，同時又有比較高的估計效率，M估計的計算過程如下。

M估計方程的矩陣表達式如下：

XTWXβ=XTWY。（1）

迭代公式如下：

β^（k+1）=（XTWkX）-1XTWkY。（2）

式中：W是以ωi，i=1，2，…，n為對角元素的權矩陣，X為解釋變量構成的矩陣，X=（x1，x2，…，xn），Y為因變量向量，Y=（y1，y2，…，yn）T。β[DD（-*2][HT6]^（k+1）為初始值，通常選取最小二乘或最小一乘估計作為初始值。

2.2 模型估計與分析

本研究利用MATLAP 9.5對306個樣本數據進行了M估計穩健回歸分析（表3）。采用向后步進（似然比）法，先將相關性分析后得到的變量全部引入模型，再以似然比統計量作為依據剔除不達標的變量，最終進入模型的自變量有13個，剔除的變量有6個。從回歸結果來看，R2為0.415，對模型進行F檢驗時發現模型通過F檢驗（F=15.930，P<0.05），也即說明自變量中至少1項會對養老意愿產生影響關系。影響空巢老人養老意愿的主要因素如表3所示。

2.2.1 傾向性因素 通過模型的檢驗分析，除了農戶屬性外，性別、年齡、文化程度都對養老意愿有顯著的影響。性別的回歸系數為-0.388（t=-3.805，P=0.000<0.01），意味著性別會對養老意愿產生極顯著的負向影響。在女性中有51.92%的空巢老人選擇了機構養老，其中，年齡賦值在1～2的有70.37%、健康狀況賦值在1～2的有 62.96%，以及年養老收入賦值在3～5的有 72.22%，說明選擇機構養老的女性擁有“低齡、健康、高收入”等特征。反之，“高齡、身患疾病、低收入”特征的女性空巢老人更趨向于“跟隨子女同住”或“居家養老（獨居或與配偶同住）”，而在社區養老未被普及的T縣，因機構養老成本較高，弱勢女性空巢老人更愿意選擇居家養老。年齡的回歸系數值為0.125（t=2.793，P=0.005<0.01），意味著年齡會對養老意愿產生極顯著的正向影響。年齡賦值在3～4的有52.83%的空巢老人選擇了機構養老，其中，健康狀況賦值為 1～3的有83.93%、子女個數賦值為1～2的有 60.71%、年養老收入賦值在3～5的有76.79%且社區資源滿足程度在2～3的為73.21%，說明“健康、子女少、高收入”的高齡空巢老年人因所在社區擁有較好的養老環境，以及可以支付養老機構費用而更偏向于選擇機構養老，與之相反，“不健康、多子女、低收入”的低齡空巢老人更愿意選擇居家養老或與子女同住，結果與描述性統計分析中預測方向相一致。文化程度的回歸系數值為0.202（t=3.952，P=0.000<0.01），意味著文化程度會對養老意愿產生極顯著的正向影響，文化程度賦值在3～4的空巢老年人中有69.17%選擇了機構養老，其中，83.13%的空巢老人年齡賦值在1～2之間，84.34%的空巢老年人年養老收入賦值在4～5之間，意味著高學歷的空巢老年人具有“低齡、高收入”等特征，即文化程度較高的低齡空巢老人由于在思想和文化上受到先進教育的影響，不被傳統的思想所束縛，讓孩子們自由選擇自己的生活，而自己也能輕松愉快地選擇自己老年的生活方式，并能獨自承擔其中的費用，更傾向于選擇機構養老，這也與預測方向的正方向相一致。

2.2.2 使能因素

使能因素選取了子女個數、年養老收入、特困人員補助以及社會救助金額等4個變量，其中年養老收入和社會救助金額均呈現顯著的正向影響關系。年養老收入的回歸系數值為0.288（t=6.213，P=0.000<0.01），意味著年養老收入會對養老意愿產生極顯著的正向影響，年養老收入取值在3～5的有65.14%的空巢老人選擇了機構養老，其中，71.56%為低齡老人（年齡賦值1～2）、74.31%為健康老人（自評健康賦值1～3）、77.52% 為基本能夠自理的老人（自理程度賦值 1～2）;表明在經濟收入較高的空巢老年人中，選擇機構養老的老人具備“低齡、健康”的特征，而居家養老并不能滿足這類老人被精心照料的需求，因此更愿意選擇機構養老，結果與預測一致。社會救濟金額的回歸系數值為0.182（t=3.354，P=0.001<0.01），意味著社會救濟金額會對養老意愿產生極顯著的正向影響關系，與預測一致，社會救助金額取值在3～5的有72.56%的空巢老年人選擇了機構養老，其中，多數為五保戶（52.94%），57.98%為低學歷老年人（文化程度取值1～2），75.64%領取特困人員補助，說明領取社會救助金額較多的空巢老年人當中多數為五保戶、低收入且領取特困人員補助，這類老人通常為最弱勢的空巢老年人，他們反而更傾向于選擇被正式照顧（機構養老）以滿足被正式照顧的需求。

2.2.3 需求性因素

需求性因素主要體現在自評健康和收入來源穩定程度上，方向均為負向影響且與預測方向相一致。據回歸分析（表3），自評健康的回歸系數值為-0.121（t=-2.589，P=0.010<0.01），意味著自評健康會對養老意愿產生極顯著的負向影響關系，數據顯示自評健康取值在1～3的有65.84%的空巢老人選擇機構養老，而取值在4～5的空巢老人中只有40%的空巢老人偏向于機構養老，取值在1～3的五保戶中有97.73%的老人選擇機構養老，而其他屬性戶中只有60.81%的老人選擇機構養老，說明健康程度較高的五保戶空巢老人因空巢程度較為嚴重，更愿意選擇機構養老。除此之外，自評健康取值在4～5的五保戶空巢老人及其他屬性老人雖選擇機構養老占比較低，可健康程度較低的五保戶老人因家庭原因仍比其他屬性老人更愿意選擇機構養老。收入來源穩定程度的回歸系數值為-0.234（t=-3.241，P=0.001<0.01），意味著收入來源穩定程度會對養老意愿產生極顯著的負向影響關系，收入來源穩定程度在1～2之間的空巢老人中，有63.35%的老人選擇了機構養老，其中五保戶比其他屬性戶高出 11.83 個百分點，為71.43%，而取值在3～4之間有41.38%的老人選擇機構養老，其中五保戶為 44.83%，占比高于其他屬性戶，說明收入來源越穩定，空巢老人越愿意選擇機構養老，五保戶空巢老人機構養老意愿表現更加明顯。

3 結論與建議

從貧困地區空巢老人微觀主體出發，以河南省T縣空巢老人養老意愿的影響因素為例，從模型的回歸結果來看，性別、年齡、文化程度、年養老收入、社會救濟金額、自評健康、收入來源穩定程度是影響空巢老人養老意愿的顯著因素;在Anderson行為理論框架中，在本研究中除了農戶屬性外的傾向性因素是影響空巢老人養老意愿的顯著因素。調查發現，研究區空巢老人選擇居家養老（獨居或與配偶同住）、跟隨子女同住、機構養老以及選擇不知道的比例分別為21.57%、16.01%、53.59%、8.82%，機構養老已成為該地區空巢老人安度晚年的多數選擇。其中，“低齡、健康、高收入”的女性更傾向于機構養老;在社區養老未被普及的T縣，因機構養老成本較高，“高齡、身患疾病、低收入”特征的女性空巢老人更趨向于“跟隨子女同住”或“居家養老（獨居或與配偶同住）”;社區養老資源較完備地區“健康、子女少、高收入”的空巢老人更傾向于機構養老。五保戶空巢老人因自理能力及經濟收入較低、家庭不和睦，更傾向于選擇正式養老機構。數據顯示，年齡賦值為1～2的老年人有65.36%、文化程度賦值在1～2的老年人有60.78%、子女個數在1～3的空巢老年人有70.92%，意味著以河南省T縣為例的貧困地區空巢老年人具有“低齡、低學歷、子女少”的特征且以五保戶居多，這類群體更向往在正式機構中安度晚年（41.11%）。

根據分析結果，為完善貧困地區空巢老人的養老政策，提出以下政策建議：一是構建以“老年教育”為中心的文化教育機構，在空巢老人文化水平的基礎上豐富其精神生活;二是整合社會多方資源，健全社區資源完備程度，為普及社區養老模式奠定基礎;三是構建以空巢老人為主體的社會支持網絡，積極推進社會工作介入，以提高家庭抵御風險能力;四是鼓勵低齡空巢老人再就業，譬如參與農產品簡易加工等環節，帶動貧困老人增收。

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收 稿日期：2019-08-28

基金項目：國家社會科學基金（編號：18BSH087）。

作者簡介：王雪菀（1996—），女，河南南陽人，碩士研究生，主要從事農村與區域發展研究。E-mail：934082384@qq.com。

通信作者：楊立敏，碩士，副教授，主要從事地方政府管理研究。E-mail：1229612262@qq.com。