我國老年人異地養老意愿及其影響因素研究
——基于CHARLS數據的實證分析

連慧瑩，曹 陽

(中國藥科大學國際醫藥商學院，江蘇 南京 211198)

按照WHO標準，一個國家或地區60歲以上老年人口占總人口比重達到10%或65歲以上老年人口占比達到7%，即進入老齡化社會。截至2018年末，我國65歲及以上老年人口達到16,658萬人，占全國總人口數的11.9%[1]。據預測，到 2050 年，我國 65 歲及以上的老年人口數量將達到4億，占總人口的33%[2]。隨著老齡化進程的不斷加深，養老問題日益凸顯。以上海為例，2017年上海市65歲及以上常住人口345.78萬人，占全市總人數的14.3%，養老服務需求巨大[3]。但是上海市城區公辦養老院一床難求，需要排隊等待，城區民辦養老院價格高昂，老人難以承受，養老需求無法得到滿足，再加上交通擁堵、環境喧囂、物價高昂等情況不利于老人健康舒適養老，一些老人開始選擇到生活成本更低、環境更好的郊區或者鄰近的小城市定居養老。另一方面，近年來年輕人遠離家鄉工作生活的情況越來越多，老人投奔子女，照顧孫輩的情況也越來越普遍。此外，隨著經濟的發展和養老觀念的改變，老年人開始關注自身生活質量的提升和興趣愛好的滿足，旅游休閑、療養度假等旅居養老需求增加[4]。這些老人的共同特征是離開原來的生活地到另外的地方生活養老，即異地養老，該養老模式成為“居家養老、機構養老和社會養老”之外的重要補充，是社會經濟發展和人們生活需求的自然結果。作為新興養老方式，異地養老未來發展如何，歸根到底與老年人自身意愿息息相關。因此，本研究從微觀角度，研究老年人異地養老意愿，分析影響老年人異地養老的主要因素，對優化養老資源配置，滿足老年人多樣化養老需求，完善養老服務體系，推進老齡事業和產業的發展具有重要的現實意義。

1 資料來源與方法

1.1 研究對象

本研究數據來源于北京大學國家發展研究院主持的中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)2015年數據，該數據于2017年對學術界公開。問卷的科學性、區域的廣泛性、回答的優質性，保證了樣本的可靠性和代表性。本研究通過對CHARLS數據進行篩選，剔除缺乏相關變量的樣本，最終選擇7535名60周歲及以上老年人，對其異地養老意愿及影響因素進行分析。

1.2 變量選擇

因變量設定：本文以“接下來的2年里，您會搬家嗎”作為因變量，分析老年人異地養老意愿。

自變量設定：將可能影響老年人異地養老選擇意愿的各類因素作為自變量，在自變量的選取上參考安德森衛生服務利用行為模型。安德森衛生服務利用行為模型認為個人是否利用衛生服務(包括住院、就診、護理等)主要受先決因素(社會結構、人口統計學特征等)、促能因素(經濟狀況、醫療保險、醫療資源等)和需求因素(個體認知、健康狀況等)三方面影響[5]。該模型憑借合理的理論分析框架和科學的指標體系，成為國內外學術界分析個體衛生服務利用行為的權威工具[6，7]。養老服務利用與衛生服務利用具有共通性，尤其選擇養老方式時，會考慮護理、診療、康復等醫療服務需求，換句話說，養老服務選擇包含衛生服務選擇。因此，本研究選擇安德森行為模型作為分析框架是科學合理的[8]。結合異地養老行為特點與文化背景，本研究將影響老年人異地養老因素歸納為：先決因素(性別、年齡、教育程度、居住地、婚姻狀況)、促能因素(子女、居住模式、社交頻率、存款、工資、生活來源、醫療保險)、需求因素(醫療服務滿意度、慢性病、自理能力、自評健康狀況)。

1.3 研究方法

利用Excel 2016進行CHARLS 2015數據的篩選并建立數據庫。利用SPSS 22.0統計軟件進行數據的描述性統計分析、χ2檢驗以及Logistic回歸分析，探究老年人異地養老意愿的影響因素。

2 結果

2.1 基本情況

本次研究共選取了7535名60歲及以上老人進行分析，男女比例相近。其中，60～69歲的老年人最多(65%)，其次是70～79歲的老年人群(28.4%)；82.1%居住在農村，17.9%居住在城市；81.0%有配偶，19.0%無配偶；文盲占33.5%，小學/初中學歷占36.9%；大多數老人都有子女(97.9%)，居住在家里(98.9%)。50.6%的老人近1個月沒有社交行為，其次是幾乎每天都參加社交的老人(26.1%)；在金融機構的存款以2000元以下(74.9%)的為主，87.2%的老人近1年沒有領工資；將來的主要生活來源是子女(59.7%)，其次是養老金或退休金(33.2%)；80.5%的老人有慢性病，36.9%的老人自評健康狀況不好，但是大多數老人生活可以自理(91.8%)。具體結果詳見表1。

2.2 不同老年人群異地養老意愿分析

在7535名老人中，有異地養老意愿的995人(13.2%)，沒有異地養老意愿的6540人(86.8%)。其中，男士(13.67%)、60～69歲(14.5%)、學歷在高中及以上(18.39%)、居住在城鎮(24.35%)、有配偶(13.48%)、有子女(13.27%)、其他居住模式(在家庭和養老機構之外的地方居住，比如在外租房等)(28.07%)、每天都參與社交活動(15%)、金融機構存款大于100,000元(22.52%)、近1年沒有領工資(13.26%)、未來的主要生活來源依靠商業養老保險(44.44%)、有醫療保險(13.29%)、對本地醫療服務一點也不滿意(18.22%)、有慢性病(13.29%)、自評健康狀況好(15.86%)的老年人群更愿意異地養老。

對不同老年人群的異地養老意愿進行分析，其中教育程度、居住地、居住模式、主要生活來源、對本地醫療服務滿意度等差異具有統計學意義(P<0.05)，提示老年人異地養老意愿可能會受到教育程度、居住地、居住模式、未來生活來源、本地醫療服務等因素影響，見表1。

表1 不同老年人群異地養老意愿分析

續表1

變量分類例數異地養老意愿不愿意愿意χ2P婚姻狀況無配偶14311259(87.98)172(12.02)0.5870.444有配偶61045281(86.52)823(13.48)有無子女無子女158142(89.87)16(10.13)0.2230.636有子女73776398(86.73)979(13.27)家庭74546475(86.87)979(13.13)居住模式養老機構2424(100)0(0)146.5240.001其他5741(71.93)16(28.07)每天19671672(85.00)295(15.00)社交頻率每周697631(90.53)66(9.47)3.810.283不經常1062903(85.03)159(14.97)沒有38093334(87.53)475(12.47)<2000元56454900(86.80)745(13.20)2000元～10,000元728626(85.99)102(14.01)金融機構存款/元10,001元～50,000元868760(87.56)108(12.44)2.5480.63650,001元～100,000元183168(91.80)15(8.20)>100,000元11186(77.48)25(22.52)是否領工資沒有65745702(86.74)872(13.26)0.0140.905有961838(87.20)123(12.80)子女44994015(89.24)484(10.76)儲蓄246230(93.50)16(6.50)主要生活來源養老金或退休金24982048(81.99)450(18.01)18.5090.001商業養老保險1810(55.56)8(44.44)其他274237(86.50)37(13.50)醫療保險無651571(87.71)80(12.29)0.1640.685有68845969(86.71)915(13.29)一點也不滿意527431(81.78)96(18.22)比較不滿意900758(84.22)142(15.78)對本地醫療服務滿意度一般26662334(87.55)332(12.45)12.7960.012比較滿意20561741(84.68)315(15.32)非常滿意13861276(92.06)110(7.94)慢性病無14701281(87.14)189(12.86)0.0180.892有60655259(86.71)806(13.29)生活自理否620532(85.81)88(14.19)0.2890.591是69156008(86.88)907(13.12)很好384332(86.46)52(13.54)好725610(84.14)115(15.86)自評健康狀況一般22921980(86.39)312(13.61)2.4130.66不好27792413(86.83)366(13.17)很不好13551205(88.93)150(11.07)總計-75356540(86.8)995(13.2)--

2.3 老年人異地養老意愿多因素分析

2.3.1 老年人異地養老意愿Logistic模型的建立

根據因變量“接下來的2年里，您會搬家嗎”為二分類變量的特點，本文采用Logistic模型進行多因素實證分析。將因變量設定為y，取值為1表示老年人有異地養老意愿，取值為0表示沒有異地養老意愿。將自變量設定為x1，x2，……，xn，其中n為自變量個數。設老年人有異地養老意愿概率為P，1-P表示老年人沒有異地養老意愿的概率。由此構建模型如下：

其中β0為常數項，βi是自變量的回歸系數。

考慮到本研究中自變量有三個層次，多達16個，可能存在多重共線性問題，本研究選擇逐步分析法來避免和修正多重共線性問題，提高回歸模型預測精確度，同時更加清楚地反映不同類型自變量對老年人異地養老意愿影響的差異。變量賦值見表2。

表2 變量選擇及賦值

2.3.2 老年人異地養老意愿Logistic影響因素回歸分析

第一步僅納入先決因素(性別、年齡、教育程度、居住地、婚姻狀況)，得到模型1；第二步在模型1的基礎上，納入促能因素(子女、居住模式、社交頻率、存款、工資、生活來源、醫療保險)得到模型2；第三步在模型2基礎上再納入需求因素(醫療服務滿意度、慢性病、自理能力、自評健康狀況)，得到模型3[9]。Nagelkerke值代表回歸模型對因變量解釋的程度，從表3可以看出，先決因素、促能因素、需求因素對老年人異地養老意愿均表現出不同程度的顯著水平。其中，模型1、模型2、模型3 的Nagelkerke值分別是0.024、0.059、0.063，說明回歸模型的擬合優度逐漸提高，對老年人異地養老意愿的解釋能力在逐步增加，最終達到0.063，表明整個模型可信度較高。結果顯示教育程度、居住地、居住模式、對本地醫療服務滿意度為影響老年人異地養老意愿的主要影響因素，詳見表3。

3 討論

3.1 教育程度與居住地對異地養老意愿的影響

分析結果顯示，文盲、小學未畢業/私塾、小學/初中、高中及以上4個教育程度的老年人異地養老意愿分別為14.51%、9.11%、13.28%、18.39%，呈現波動起伏的特點，其中小學未畢業/私塾學歷的老人異地養老意愿最低。多因素分析結果也顯示出，教育水平與老年人異地養老意愿有顯著的相關關系，文盲學歷的老人異地養老意愿高于其他學歷。該類老人大多年輕時無穩定工作，進入老年后，由于經濟壓力，選擇繼續外出務工經商或投奔子女照顧晚輩以減輕子女負擔的情況更多，成為異地養老的典型人群。

表3 老年人異地養老意愿的Logistic回歸分析結果

其他學歷的老人中，小學未畢業及私塾、小學及初中、高中及以上學歷的老人異地養老意愿發生比Exp(B)依次是0.559、0.623、0.626，逐漸增大，說明在這些老人中學歷越高異地養老意愿越高。

居住地變量也對老年人異地養老意愿產生了顯著影響，農村老人異地養老意愿僅為城市老人異地養老意愿的0.396。農村老年人“落葉歸根”的觀念更加深厚，而且更依賴鄰里關系網絡，不愿意離開現有居住地。另一方面，農村老人沒有退休金，每月只有100元左右的基本養老金，難以維持最基本的生活需要，主要依靠子女供養，因此會更加傾向于在原生農村養老，單因素分析結果也證明，將來主要生活來源依靠子女的老人異地養老意愿較低。城市老人有完善的退休金和養老金制度，一部分老人還擁有商業養老保險，在基本物質生活滿足的基礎上，更加注重休閑、養生等精神需求，同時思想觀念更加開放，對新鮮事物的接受度更高，到新地方旅居養老或者定居養老的意愿也更高。

3.2 居住模式對異地養老意愿的影響

模型2在模型1的基礎上加入促能因素，結果顯示在模型1中顯著的教育程度和居住地2個變量在模型2中仍然顯著，說明模型1具有穩定性[10]。同時，促能因素中，只有居住模式對老年人異地養老意愿有顯著影響。在養老機構居住的老人與在家庭住宅居住的老人相比，異地養老意愿大大降低。同時，選擇其他居住模式(比如在外租房)的老人比在家庭住宅居住的老人異地養老意愿高。家庭居住老人來自親人、朋友、社區的情感支持較多，有助于提高老人對養老問題的預見和應付能力，當家庭養老功能弱化、渴望生活質量提升等問題出現時，該類老人會采取行為來改變養老困局，樂于探索體驗其他養老方式[11]。在養老機構居住的老人離開家庭和親人后的孤獨感較為強烈，相比于家庭居住老人有著較差的心理狀況和社會適應性。同時由于養老機構一般遠離市區，加上老人大多不會使用網絡通訊工具，獲取養老信息方面存在困難，因此該類老人有著較為保守的養老觀念，不愿意嘗試全新的環境[12，13]。選擇其他居住模式的老人原本就摒棄了傳統的居住方式，說明該類老人主觀能動性強，更容易接受新鮮事物，所以異地養老作為新興的養老方式，必然得到他們的青睞。

3.3 醫療服務滿意度對異地養老意愿的影響

模型1和模型2中顯著的教育程度、居住地和居住模式三個變量在模型3中仍然顯著，說明前兩個模型具有穩定性。同時，需求因素中，本地醫療服務滿意度與老年人異地養老意愿存在負相關關系，即老年人對本地醫療服務越滿意，重新選擇養老地點的意愿越低。老年人由于生理機能衰退，免疫力下降等狀況，決定了其具有較大的醫療服務需求，因此醫療服務的質量、價格和方便程度等醫療保障情況對老年人養老尤為重要[14]。目前我國異地養老就醫依舊存在諸多不便，比如醫保異地就醫結算制度要求老人先在本地醫保中心備案1～3家異地就醫定點醫療機構，之后只能在備案機構就醫結算，備案方便了異地就醫的同時，縮小了異地就醫范圍，而且還會影響在本地的就醫權益。比如廣州、武漢等地區認為備案相當于將醫保遷出，如果再回本地就醫，需要先撤銷異地備案后才能正常使用本地醫療服務。如果老人未備案臨時異地就診，只可以使用異地急診，而且需要自己墊付醫藥費，回到本地后進行繁瑣的手工報銷，耗費時間長。總之，這些制度障礙大大削弱了老人異地養老意愿。

3.4 未來生活來源對異地養老意愿的影響

本研究顯示，老人未來生活來源不同，異地養老意愿也不同。未來生活來源主要依靠商業養老保險的老人異地養老意愿高達44.44%，依靠養老金或退休金的老人異地養老意愿為18.01%，而依靠子女和儲蓄的老人異地養老意愿較低，分別為10.76%和6.50%，表明老年人經濟來源是影響異地養老意愿的重要因素，這與李雨潼[15]的研究結果相同。異地養老者大多有穩定的收入，在經濟上對子女沒有明顯的依賴。經濟獨立與經濟自由的老人，更能結合自身偏好選擇養老方式[16]。

除此之外，不同性別、年齡、婚姻狀況、有無子女、社交頻率、金融機構存款、近1年是否領工資、是否有醫療保險、是否有慢性病、生活自理能力以及不同自評健康狀況老年人群之間的異地養老意愿差異無統計學意義(P>0.05)，提示異地養老意愿與這些變量之間并無明顯的聯系。

4 建議

發展異地養老模式不僅可以豐富老年人養老選擇，滿足旅游觀光、休閑養生、投奔子女、務工經商等多樣化需求，有利于提升老人幸福指數，而且可以推動異地養老、醫療、旅游等產業的發展。此外，發展異地養老模式，保障異地養老老人權益，有利于健全我國社會保障體系，實現均等的基本公共服務，彰顯社會的正義和平等。總之，發展異地養老模式是老齡化社會的必然選擇。

然而異地養老的準確定位和長遠發展，應基于老年人的異地養老意愿。本文基于2015年中國健康與養老追蹤調查數據的分析表明，異地養老作為一種新興的養老方式并未獲得大多數老人的青睞，并呈現出較明顯的個體差異。具體來看，老年人異地養老意愿主要受到教育程度、居住地、居住模式、本地醫療服務滿意度、未來生活來源的共同影響，分析上述特征發現，影響老年人異地養老意愿的核心是個人認知、醫療服務和保障制度。綜合文章的分析結果，基于“以老年人多樣化需求為導向，以優化養老資源配置為目標”的發展理念，提出針對性建議。

4.1 細分老年人群，引導多樣化異地養老

本研究發現98.9%的60歲以上老人在家里居住，表明目前傳統的家庭養老仍然是主流，結合城市老年人異地養老意愿較高的結論，可以從城市居家養老老人入手，優先發展接受度較高的短期度假型異地養老。即挑選郊區或鄉村旅游景區附近的養老機構或房屋租賃進行宣傳推介，借助景區自身知名度吸引老年人，利用該模式增強老年人群異地養老理念，帶動異地養老產業發展。

針對養老機構老人對新環境適應性差導致的異地養老意愿較低的問題，有資質的養老機構可以在各地開設分支養老機構，在環境設施、服務模式、服務標準等方面統一管理，盡可能降低各分支機構生活環境的差異。各分支機構依據運營成本設置不同的入住價格，吸引老年人到生活成本較低的另一個城市養老。分支連鎖型養老機構設立，一方面減少了企業運營成本，間接為選擇異地機構養老的老年人減輕了經濟負擔；另一方面通過客源調配，推動養老資源的流動和組合，實現資源最優配置。

針對農村老人，應該加強機構養老等社會化養老方式和農村社會養老保險制度的宣傳，適當提高基礎養老金水平和生活補貼，保障農村老人生活來源，以便可以自由選擇養老方式。

4.2 確保醫療資源供給，簡化異地就醫手續

前文研究表明，老年人對醫療服務質量、價格、方便程度尤其看重。如果遷入地醫療服務質量、價格、方便程度均可獲得老年人認可，那么老年人異地養老意愿勢必會增加。首先，應完善醫療保障制度，簡化異地就醫手續，擴大異地就醫定點醫療機構數量，實現全國異地就醫實時結算，保障異地養老老人就醫權益。

其次，作為異地養老遷入地的城市應該積極開展醫養結合養老模式，完善養老服務體系，讓老人可以便捷地享受生活照料、護理、體檢、診治、康復等醫養服務，滿足老年人生活、醫療和精神需求，吸引老年人遷入。借此，緩解大城市養老壓力，推動遷入地老齡健康產業發展。

4.3 完善保障政策，提高異地養老老人經濟收入

政府應建立公平可持續的社會保障政策和科學的調整機制，合理制定退休金、養老金、補貼津貼等養老保障的發放標準，確保老年人基本經濟收入。尤其針對沒有退休金待遇的農村居民，應完善農村社會養老保險設計，鼓勵農村居民在能力范圍內繳納更高檔次的養老保險，確保老年生活可以獲得更多養老金收入。同時，國家應該出臺政策促進各地老年人補貼津貼等制度的有效銜接，確保異地養老老人在不同地區都能享受到與流出地相同的福利保障。此外，也可以通過出臺老年人再就業的激勵機制和實施方案，倡導和保障有勞動能力的老人，尤其是低齡異地養老老人一邊工作一邊養老，獲得額外的經濟收入，減輕對子女的依賴。通過提高老年人經濟收入，以及對異地養老老人各項福利待遇的保障，提升老年人自由選擇養老方式的能力，進而提高老人異地養老意愿。