劉西國(guó)，王佳晨

（濟(jì)南大學(xué)商學(xué)院，山東濟(jì)南250022）

一、引言

養(yǎng)老服務(wù)是社會(huì)力量提供的、有助于老年人正常生存、發(fā)展和有尊嚴(yán)地生活的非公共產(chǎn)品。社會(huì)化大生產(chǎn)和人口結(jié)構(gòu)變遷使得家庭代際供養(yǎng)模式發(fā)生較大變化，養(yǎng)老需要在整個(gè)社會(huì)范疇下予以支持（穆光宗、姚遠(yuǎn)，1999）［1］，發(fā)展社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)是我國(guó)政府應(yīng)對(duì)日趨嚴(yán)重養(yǎng)老壓力的重要舉措（杜鵬等，2016）［2］。

《國(guó)家應(yīng)對(duì)人口老齡化戰(zhàn)略研究總報(bào)告》預(yù)測(cè)，2030年我國(guó)將進(jìn)入老齡化問題集中爆發(fā)階段，失能老年人在2030年和2050年將分別達(dá)到6168 萬(wàn)和9750 萬(wàn)，由此產(chǎn)生的失能老年人照護(hù)問題引起社會(huì)各界關(guān)注，影響國(guó)家戰(zhàn)略任務(wù)及公共政策制定。我國(guó)對(duì)于失能老人的照料一直以家庭照料為主。據(jù)《中國(guó)家庭發(fā)展報(bào)告2015》統(tǒng)計(jì)，截至2015年底，我國(guó)90%以上老年人為家庭養(yǎng)老。但家庭核心化、少子化和人口高流動(dòng)性使得家庭照料功能式微：50%為空巢老年人，10%為獨(dú)居老年人，這部分老年人很難得到家庭照料。

面對(duì)嚴(yán)峻的失能老年人照護(hù)需求形勢(shì)，我國(guó)政府積極倡導(dǎo)多元供給主體參與，大力發(fā)展社會(huì)化養(yǎng)老服務(wù)，但效果并不理想，利用居家養(yǎng)老服務(wù)的老年人不足6%，服務(wù)項(xiàng)目平均利用率不足1%，養(yǎng)老服務(wù)“獲得感”與政府投入嚴(yán)重不匹配（甄炳亮，2016）［3］。為揭示社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)有效需求不足原因，尋找破解途徑，學(xué)界針對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的影響因素開展了大量研究，但關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)能否激發(fā)養(yǎng)老服務(wù)需求缺乏研究。本文將利用全國(guó)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用雙重差分傾向得分匹配法探討?zhàn)B老保險(xiǎn)等經(jīng)濟(jì)手段能否刺激養(yǎng)老服務(wù)需求。

二、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前我國(guó)養(yǎng)老服務(wù)業(yè)仍然屬于起步培育和探索階段，社會(huì)化、市場(chǎng)化程度較低，可謂“起步多年，仍然起步”。從供給側(cè)看，研究者認(rèn)為養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的微利或虧損影響了資金和人才等社會(huì)要素投入，未能滿足失能老人多元化需求而陷入“低水平均衡陷阱”。也有學(xué)者認(rèn)為面臨有效需求不足是養(yǎng)老服務(wù)行業(yè)發(fā)展緩慢的根本原因，應(yīng)當(dāng)聚焦社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)“需求之困”（盛見，2019）［4］。需求側(cè)影響因素更多與消費(fèi)偏好、孝養(yǎng)文化及社會(huì)心理等抽象變量相關(guān)，難以量化。林寶（2017）［5］、黨俊武（2018）［6］等對(duì)養(yǎng)老服務(wù)有效需求不足做了定性研究，認(rèn)為由于各種條件制約，只有少數(shù)潛在需求轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)需求。制約養(yǎng)老服務(wù)需求的經(jīng)濟(jì)因素包括經(jīng)濟(jì)支撐和保障能力不足。研究者一般將養(yǎng)老服務(wù)需求影響因素劃分為社會(huì)保障體系、輿論、社會(huì)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)條件、保障狀況、家庭狀況、個(gè)體特征、觀念及認(rèn)知程度等方面［7］［8］。

在眾多影響?zhàn)B老服務(wù)利用的因素中，養(yǎng)老保險(xiǎn)并未引起學(xué)者關(guān)注，學(xué)者們更多關(guān)注的是養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人健康狀況、居住模式、消費(fèi)以及代際支持的影響。養(yǎng)老保險(xiǎn)通過提高老年人的生活水平和醫(yī)療服務(wù)利用，從而影響老年人身心健康。養(yǎng)老保險(xiǎn)能顯著影響老年人自評(píng)健康和生理健康［9］。程令國(guó)等（2013）認(rèn)為，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度為養(yǎng)老服務(wù)的發(fā)展提供了制度保障，可以提升老年人的經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性、獨(dú)居概率［10］。在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，“新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)”（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保┲贫仁菍?shí)現(xiàn)農(nóng)村居民老有所養(yǎng)的重要基礎(chǔ)性工程（張曄，程令國(guó)，劉志彪，2016）［11］，養(yǎng)老保險(xiǎn)通過收入效應(yīng)改變了老年人的居住安排（張?zhí)K，王婕，2015）［12］，降低了老年人與子女同住的概率（程令國(guó)，2013；Chen，2017；Cheng et al，2017）［13］［14］。在美國(guó)，養(yǎng)老保險(xiǎn)提高了老年人的獨(dú)居率（Costa，1997、1999；McGarry&Schoeni，2000；Engelhardt et al.，2005）［15］-［18］。張召華等（2018）利用CHARLS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)保”使子女對(duì)老年父母的經(jīng)濟(jì)支持減少了23%，并減少了子女與父母同住概率以及“常回家看看”的次數(shù)［19］。趙靜（2018）發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭養(yǎng)老具有非完全替代效應(yīng)［20］。張川川、李雅嫻和胡志安利用CHARLS 數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)?！钡膶?shí)施使得農(nóng)村中老年人預(yù)期依靠家庭養(yǎng)老的概率顯著下降了3.9%-4.9%（張川川，李雅嫻，胡志安，2017）［21］。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，養(yǎng)老金增強(qiáng)了老年人向下代際轉(zhuǎn)移的能力，即老年人通過向子女提供經(jīng)濟(jì)支持，換取子女提供的家庭照料（Kohli et al.，2005；Lund，2002；Sagner and Mtati，1999）［22］-［24］。在南非，養(yǎng)老保險(xiǎn)提高了老年人與子女同住的比率（Hamoudi &Thomas，2005）［25］。

對(duì)比已有文獻(xiàn)，本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于首次直接檢驗(yàn)了養(yǎng)老保險(xiǎn)這一經(jīng)濟(jì)因素對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的影響，為養(yǎng)老服務(wù)市場(chǎng)發(fā)展提供實(shí)證數(shù)據(jù)。借助中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2013-2015年（CHARLS）數(shù)據(jù)，利用傾向得分匹配法（propensity score match?ing，PSM）檢驗(yàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用水平的影響，并采用基于PSM 的雙重差分法（differencein-differences，DID）分析變量遺漏對(duì)估值的影響，進(jìn)行估值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)為中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）項(xiàng)目組發(fā)布的2013年和2015年全國(guó)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院組織，2008年在浙江與甘肅兩省開展預(yù)調(diào)查，2011年開始，每?jī)赡赀M(jìn)行一次全國(guó)調(diào)查，在全國(guó)抽樣調(diào)查45歲及以上中老年家庭和個(gè)人。在養(yǎng)老保險(xiǎn)的相關(guān)問卷設(shè)置中，該問卷詳細(xì)反映了養(yǎng)老保險(xiǎn)參保、繳費(fèi)及保險(xiǎn)費(fèi)領(lǐng)取情況。

本文所研究的保險(xiǎn)包括政府機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、征地養(yǎng)老保險(xiǎn)、商業(yè)保險(xiǎn)、其他養(yǎng)老保險(xiǎn)等。因?yàn)樵谖覈?guó)60歲以上老年人才可以領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金，因此，我們僅保留60歲以上的樣本，2015年樣本共包含9785個(gè)觀測(cè)值。其中，有養(yǎng)老保險(xiǎn)的6865人，利用社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的119人。

（二）模型設(shè)定

1.內(nèi)生性問題

本文的內(nèi)生性問題包括自選擇行為和變量遺漏兩個(gè)方面。一方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)包括基本保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)兩大類，是否購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)尤其商業(yè)保險(xiǎn)受各種因素影響，存在自選擇行為；另一方面，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)和未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的老人在某些方面可能存在差異，但這些差異難以通過某些特征變量觀測(cè)，存在變量遺漏。因此，如果觀察不到養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的影響，存在兩種可能。第一種可能就是養(yǎng)老保險(xiǎn)確實(shí)不影響?zhàn)B老服務(wù)利用。第二種可能是因?yàn)闆]有考慮自選擇和變量遺漏問題，導(dǎo)致有偏估計(jì)。為盡可能消除自選擇和變量遺漏帶來的有偏估計(jì)問題，需要將數(shù)據(jù)分為實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，以便形成對(duì)照。本文采用雙重差分傾向得分匹配法（PSMDID）進(jìn)行估計(jì)，該法結(jié)合了PSM 和DID 優(yōu)勢(shì)。首先，作為非參數(shù)法，無(wú)需要求自變量對(duì)因變量的影響為線性，亦能保證結(jié)果的一致性；其次，通過傾向得分匹配對(duì)對(duì)照組實(shí)現(xiàn)更精確處理。

2.模型設(shè)定

PSMDID 是一種加入時(shí)間變量的因果推斷方法，需要不同時(shí)點(diǎn)的數(shù)據(jù)。為此，考慮以下兩期面板數(shù)據(jù)模型（DID）：

虛擬變量Di表示個(gè)體i 是否參加養(yǎng)老保險(xiǎn)，Di＝1為參加，Di＝0為未參加。記yi為養(yǎng)老服務(wù)利用情況。對(duì)于個(gè)體i，其養(yǎng)老服務(wù)的利用yi可能有兩種狀態(tài)，并假設(shè)取決于是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)，

y1i-y0i體現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的影響（即“處理效應(yīng)”）。如果個(gè)體i參加了養(yǎng)老保險(xiǎn)，則可以觀察到y(tǒng)1i，否則可以觀察到y(tǒng)0i。假設(shè)個(gè)體i 屬于實(shí)驗(yàn)組，找到對(duì)照組的某個(gè)體j，使得個(gè)體j 與個(gè)體i 的可觀測(cè)變量取值盡可能相似（匹配），即xi≈xj?；诳珊雎孕约僭O(shè)，個(gè)體i與個(gè)體j進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的概率相近，具有可比性；故可將yi作為y0i的估計(jì)量。實(shí)驗(yàn)組中的每位個(gè)體都如此進(jìn)行匹配。類似地，對(duì)對(duì)照組每位個(gè)體也進(jìn)行匹配，然后對(duì)每位個(gè)體的處理效應(yīng)進(jìn)行平均，即可得到匹配處理量。

處理效應(yīng)（y1i-y0i）為隨機(jī)變量，因此我們關(guān)心其期望值，即平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect，ATE），也稱為“平均因果效應(yīng)”。

ATE表示從總體中隨機(jī)抽取某個(gè)體的期望值處理效應(yīng)，而無(wú)論該個(gè)體是否參與項(xiàng)目。但這一定義過于寬泛，因?yàn)榭傮w中的某些個(gè)體可能根本無(wú)資格參加養(yǎng)老保險(xiǎn)?？梢酝ㄟ^重新定義總體來解決這一問題。但對(duì)于政策制定者而言，“參與者平均處理效應(yīng)”（Average Treatment Effect on the Treated，ATT）可能更重要，因?yàn)樗饬康氖菂⑴c者的毛收益。因此，本文僅考慮養(yǎng)老保險(xiǎn)實(shí)際參加者的平均處理效應(yīng)（ATT），即

通過STATA14.0 軟件進(jìn)行實(shí)證分析，利用logit模型來估計(jì)傾向得分，并利用1-1最近匹配、核匹配和半徑匹配進(jìn)行傾向得分匹配。

3.變量設(shè)置

因變量“社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)利用”根據(jù)問卷中的如下問題確定：請(qǐng)問在穿衣、洗澡、吃飯、起床、入廁、家務(wù)、做飯、購(gòu)物、打電話、吃藥、管錢等困難中，誰(shuí)幫助您最多？此為多選題。如果選擇“雇傭人員（如保姆）”“志愿者或者志愿機(jī)構(gòu)人員”“養(yǎng)老院人員”“社區(qū)提供的幫助”為答案，則定義為利用了社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)。將擁有“新農(nóng)保”、職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、征地養(yǎng)老保險(xiǎn)、商業(yè)保險(xiǎn)、其他養(yǎng)老保險(xiǎn)等的老年人，定義為有養(yǎng)老保險(xiǎn)。PSM 的匹配過程基于傾向得分（P（X）＝Pr（T＝1|X）該模型表示在利用養(yǎng)老服務(wù)的前提下，自變量對(duì)利用養(yǎng)老服務(wù)概率的影響，因?yàn)橛绊戰(zhàn)B老服務(wù)利用的因素除了自變量，還有其他控制變量）展開。該傾向得分將處理變量（即是否利用養(yǎng)老服務(wù)）作為因變量（T＝1 表示利用養(yǎng)老服務(wù)），以X中的變量為自變量進(jìn)行l(wèi)ogit（或probit）估計(jì)得到。X 中的自變量能夠影響處理變量或結(jié)果變量。本文根據(jù)該原則進(jìn)行自變量設(shè)置。結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)，將養(yǎng)老保險(xiǎn)、自評(píng)健康、慢性病、日?；顒?dòng)能力（ADL）、婚姻狀況、性別、年齡、住地、教育程度、個(gè)人年收入、家庭年收入、子女?dāng)?shù)、女兒數(shù)、兒子數(shù)、子女平均收入作為控制變量。

4.變量含義及描述統(tǒng)計(jì)

表1顯示，截止2015年，樣本老年人擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)的比例較高，達(dá)到70.1%，但利用社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的比率非常低，僅僅1.2%，這一數(shù)據(jù)與甄炳亮（2016）等學(xué)者的研究結(jié)論非常接近。56.4%的老年人有醫(yī)療保險(xiǎn)；老年人的自評(píng)健康值介于3-4，說明大部分老年人的健康為好或一般；慢性病患病率較低，日?；顒?dòng)能力較強(qiáng)；73.5%的老年人為在婚；80.2%的老年人生活在農(nóng)村；平均受教育程度為未讀完小學(xué)；個(gè)人收入平均1140元，可能是樣本老年人平均年齡較高（69歲）且以農(nóng)村戶口為主的原因。

表1 變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計(jì)

5.實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組比較

把2013年和2015年的數(shù)據(jù)分為前后兩期，把實(shí)驗(yàn)組定義為2013年未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)但2015年參加了養(yǎng)老保險(xiǎn)的個(gè)體集合；將對(duì)照組定義為2013年和2015年都未參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的個(gè)體集合。表2 以微觀個(gè)體為基礎(chǔ)，列示了實(shí)驗(yàn)組（參加養(yǎng)老保險(xiǎn)）與對(duì)照組（沒有參加養(yǎng)老保險(xiǎn)）在結(jié)果變量方面的差異。2013年，實(shí)驗(yàn)組老人養(yǎng)老服務(wù)利用率2%，對(duì)照組為2.7%；2015年，實(shí)驗(yàn)組老人養(yǎng)老服務(wù)利用率1.2%，對(duì)照組為1.4%。有養(yǎng)老保險(xiǎn)的老年人在社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的利用率方面低于沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)的老年人，但差異較小，且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。不過，此處的描述統(tǒng)計(jì)是基于全體樣本的比較，未排除政策實(shí)施中的選擇性偏誤的干擾。所以，最終的結(jié)論還有待下文的嚴(yán)格論證。

表2 個(gè)體樣本中實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在結(jié)果變量上的差異

四、回歸分析結(jié)果

（一）養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的影響

首先就養(yǎng)老保險(xiǎn)政策對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用水平的總體影響進(jìn)行估計(jì)。為了檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，估計(jì)中同時(shí)使用了1-1 最近匹配、核匹配和半徑匹配。這三種估計(jì)方法的主要區(qū)別是匹配時(shí)使用的權(quán)重存在差異，不過，只要滿足條件獨(dú)立性假設(shè)（Condition Independence Assumption，CIA）和共同支撐假設(shè)（Common Support Assumption）條件，三種方法估計(jì)的結(jié)果應(yīng)當(dāng)具有一致性（Nannicini，2007）。上述估計(jì)中，傾向得分的估計(jì)全部基于logit 模型展開。從表3 系數(shù)估計(jì)值看，醫(yī)療保險(xiǎn)、慢性病、日?；顒?dòng)能力（ADL）、性別、年齡、居住地、個(gè)人收入、子女平均收入等可觀測(cè)變量都在5%或1%水平顯著，是決定傾向得分的顯著變量。

表3 給出了基于PSM 方法的平均處理效應(yīng)（ATT）估計(jì)結(jié)果：最近匹配、核匹配和半徑匹配得到的醫(yī)療服務(wù)ATT 估計(jì)值全部為負(fù)數(shù)，與表2 的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致，再次證明養(yǎng)老保險(xiǎn)未能增進(jìn)養(yǎng)老服務(wù)的利用。

表3 養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的影響

（二）匹配質(zhì)量

為了檢驗(yàn)PSM 估計(jì)中的樣本匹配效果，表4報(bào)告了匹配前后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間各變量分布差異上的t 檢驗(yàn)結(jié)果。表4 顯示，大多數(shù)變量在匹配前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間存在顯著差異；匹配后，這些變量間的差異變得不再顯著。而且，除“自評(píng)健康”這一變量匹配前不存在顯著差異，匹配后存在顯著差異外，其余匹配前不存在顯著差異的變量，匹配后仍然不存在顯著差異。表4 結(jié)果表明，匹配使得實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在變量上不再有顯著差異，說明匹配質(zhì)量較高。

表4 匹配質(zhì)量的t檢驗(yàn)結(jié)果

（三）基于雙重差分傾向得分匹配的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

與可觀測(cè)變量有關(guān)的選擇性偏誤雖然能夠通過PSM 修正，但無(wú)法解決不可觀測(cè)變量遺漏可能帶來的選擇性偏誤。基于此，本文通過DID 法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于本文使用數(shù)據(jù)只有2013年和2015年兩期，因此DID分析中，本文以2013年為基期，以2015年為處理期。先將對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行匹配，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行DID 分析。表5 表明，2013年和2015年養(yǎng)老保險(xiǎn)都未對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用產(chǎn)生顯著性影響。PSMDID 的估計(jì)結(jié)果與表3 的PSM 估計(jì)結(jié)果基本一致，表明在消除不可觀測(cè)因素后，前文所得結(jié)論仍然是穩(wěn)健。

表5 養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)養(yǎng)老服務(wù)利用的DID估計(jì)

四、討論與建議

本文利用CHARLS 數(shù)據(jù)，采用PSMDID 方法研究了養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)老年人利用社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的影響。通過匹配前后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間各變量分布差異上的t檢驗(yàn)，表明匹配質(zhì)量較高。通過雙重差分傾向得分匹配檢驗(yàn)，說明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。研究結(jié)果表明，截至2015年底，養(yǎng)老保險(xiǎn)政策總體上并未提升老年人對(duì)養(yǎng)老服務(wù)的利用水平。

（一）養(yǎng)老保險(xiǎn)未能提升養(yǎng)老服務(wù)利用率的可能原因分析

1.養(yǎng)老保險(xiǎn)增強(qiáng)了老年人代際互換能力

對(duì)于經(jīng)濟(jì)狀況好、養(yǎng)老金數(shù)額高的老年人，養(yǎng)老保險(xiǎn)可以增強(qiáng)老年人向子女進(jìn)行代際轉(zhuǎn)移的能力，從而更易獲得子女的照料。我國(guó)是一個(gè)注重家庭養(yǎng)老的國(guó)家，老年人希望得到子女的照護(hù)而不是社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)。在老年人看來，子女照護(hù)體現(xiàn)的是子女的孝順，是很體面的事情，這也是大部分老年人不愿意去養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的原因之一。尤其是城市部分退休老年人，不但有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，還可能有商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，加上退休金，足以彌補(bǔ)子女因照料老年人產(chǎn)生的機(jī)會(huì)成本。這一點(diǎn)可以從表3 中的老年人“個(gè)人收入”這一變量的回歸系數(shù)（-0.143***）體現(xiàn)出來：老年人個(gè)人收入越高，對(duì)養(yǎng)老服務(wù)的需求越少。

2.養(yǎng)老保險(xiǎn)未能顯著增強(qiáng)養(yǎng)老服務(wù)需求者的支付能力

一方面，對(duì)于經(jīng)濟(jì)條件差、養(yǎng)金數(shù)額低的老年人，養(yǎng)老保險(xiǎn)無(wú)法支付昂貴的養(yǎng)老服務(wù)費(fèi)用。這一特征在農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯。當(dāng)前“新農(nóng)?！卑l(fā)放的養(yǎng)老金偏低，基本在100 元左右，其對(duì)社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的替代效應(yīng)并不明顯，農(nóng)村老年人只能依賴家庭提供照料。另一方面，對(duì)于廣大農(nóng)村青壯年來說，如果在家照料失能父母會(huì)導(dǎo)致家庭經(jīng)濟(jì)損失較大，那么其轉(zhuǎn)而求助社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)的可能性就會(huì)增加。表3 中“子女的平均收入”這一變量的系數(shù)（0.017***）說明，子女收入越高，老年人越可能利用養(yǎng)老服務(wù)，可能的原因是收入高的子女照護(hù)老年人的機(jī)會(huì)成本太高，因此更傾向于購(gòu)買養(yǎng)老服務(wù)［26］?？傮w來看，上述兩方面因素對(duì)養(yǎng)老服務(wù)的利用所起的作用是相反的，導(dǎo)致最終回歸結(jié)果不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。

（二）提升社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)利用率的建議

根據(jù)前文分析可知，對(duì)于支付能力強(qiáng)的老年人，養(yǎng)老保險(xiǎn)屬于“錦上添花”，傾向于用家庭照料替代社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)；對(duì)于支付能力弱的老年人，養(yǎng)老保險(xiǎn)屬于“雪中送炭”，仍然無(wú)法將養(yǎng)老服務(wù)轉(zhuǎn)為有效需求，可謂是“能用的不想用，想用的不能用”。為此，提出如下建議：

1.改變依靠社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)解決養(yǎng)老的習(xí)慣思維

養(yǎng)老最頭疼的不是老年人的衣食住行問題，而是失能老人的照護(hù)問題。依靠社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)每年遞增養(yǎng)老金并不能解決根本性問題，而且養(yǎng)老金的增加受制于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及國(guó)家財(cái)政情況。當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇乏力以及我國(guó)“未富先老”的現(xiàn)實(shí)并不允許大幅度提高社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金。

2.鼓勵(lì)開發(fā)差異化商業(yè)養(yǎng)老服務(wù)保險(xiǎn)產(chǎn)品

制約老年人選擇養(yǎng)老服務(wù)的一個(gè)重要因素是服務(wù)價(jià)格，針對(duì)中低收入家庭養(yǎng)老服務(wù)支付能力不足的困境，政府應(yīng)鼓勵(lì)保險(xiǎn)公司開發(fā)保費(fèi)低、覆蓋面廣的保險(xiǎn)品種，尤其對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，政府可以對(duì)護(hù)理保險(xiǎn)進(jìn)行一定的財(cái)政補(bǔ)貼。對(duì)半失能、失能和半失智、失智老年人開發(fā)的護(hù)理保險(xiǎn)，由保險(xiǎn)公司提供相應(yīng)護(hù)理服務(wù)，政府給予適當(dāng)?shù)谋ＹM(fèi)補(bǔ)貼。對(duì)支付能力和支付意愿水平較高的老年人則可以提供個(gè)性化定制的養(yǎng)老服務(wù)，滿足高端老年人的特殊養(yǎng)老需求。

3.建立兜底式基本養(yǎng)老服務(wù)制度勢(shì)在必行

作為非公共品的養(yǎng)老服務(wù)的高收費(fèi)將真正的需求者拒之門外，導(dǎo)致其對(duì)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)提供的服務(wù)只能“望床興嘆”。政府有責(zé)任將社會(huì)弱勢(shì)老年人，包括“三無(wú)”“五?！?、鰥寡孤獨(dú)者、失能失智者、經(jīng)濟(jì)條件差者等納入兜底保障范圍，為他們提供基本養(yǎng)老服務(wù)保障，通過普惠政策引導(dǎo)他們使用社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)。

4.養(yǎng)老服務(wù)應(yīng)體現(xiàn)城鄉(xiāng)差別和靈活性

養(yǎng)老方式和養(yǎng)老資源在我國(guó)具有明顯城鄉(xiāng)差異。農(nóng)村需要的是物美價(jià)廉的服務(wù)，服務(wù)內(nèi)容偏重陪同就醫(yī)、生活用品送貨上門、送藥上門等，服務(wù)方式以上門服務(wù)為主；城市老年人的需求除上述內(nèi)容以外，可能還需要精神慰藉方面的服務(wù)，包括陪同聊天等。