王立劍,楊 柳

(西安交通大學(xué) 公共政策與管理學(xué)院,西安 710049)

引 言

21世紀(jì)以來,人口老齡化成為我國的基本國情。2020年我國農(nóng)村60歲及以上、65歲及以上老年人的比重分別為23.81%、17.72%,比城鎮(zhèn)分別高出7.99、6.61個百分點[1]。人口老齡化浪潮持續(xù)沖擊著農(nóng)村相對薄弱的養(yǎng)老服務(wù)體系,老年人口的養(yǎng)老需求與農(nóng)村地區(qū)不平衡不充分的養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展之間的矛盾尤為突出。在城鎮(zhèn)化、工業(yè)化背景下,農(nóng)村傳統(tǒng)以孝文化為核心、以子女為贍養(yǎng)主體的家庭養(yǎng)老模式面臨有效供給不足的發(fā)展態(tài)勢;同時,受限于人、財、物資源,“以居家為基礎(chǔ)、社區(qū)為依托、機(jī)構(gòu)為補充、醫(yī)養(yǎng)相結(jié)合”的社會養(yǎng)老服務(wù)體系在農(nóng)村地區(qū)還存在不少短板。在探索中國農(nóng)村養(yǎng)老出路的過程中,互助養(yǎng)老因契合農(nóng)村社會基礎(chǔ)和老年人偏好,成為突破農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)困境的重要選擇。

2008年,河北省肥鄉(xiāng)縣“互助幸福院”作為農(nóng)村互助養(yǎng)老模式的典范在全國開始推廣[2]。2021年,十三屆全國人民代表大會第四次會議通過的《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出,將“積極發(fā)展農(nóng)村互助幸福院等互助性養(yǎng)老”作為完善農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)體系的重要內(nèi)容。在十余年的政策引導(dǎo)和支持下,農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)已在全國各地廣泛開展,但是農(nóng)村互助養(yǎng)老幸福院閑置、運行艱難等現(xiàn)實問題普遍存在[3],原因在于互助養(yǎng)老機(jī)制設(shè)計、政府投入和監(jiān)管、社會組織參與等因素[4-5]還未能引導(dǎo)農(nóng)村老年人真正參與到互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中來。

互助養(yǎng)老服務(wù)強調(diào)老年人從被動的待養(yǎng)角色向主動的生產(chǎn)角色轉(zhuǎn)變?，F(xiàn)有研究普遍認(rèn)為互助養(yǎng)老的本質(zhì)是“后鄉(xiāng)土社會”老年人及其他村莊居民依靠自身力量、采用互助方式探索解決自身養(yǎng)老困境的養(yǎng)老模式[6]。徐光志、劉妮娜、向運華等學(xué)者對互助養(yǎng)老的內(nèi)涵進(jìn)行了更加深入的研究,強調(diào)了老年人在互助養(yǎng)老模式中的服務(wù)生產(chǎn)主體地位[7-9]。關(guān)于老年人互助養(yǎng)老服務(wù)需求或互助養(yǎng)老生產(chǎn)意愿,研究發(fā)現(xiàn),老年人一般只考慮自己作為受助方的需求意愿,忽略作為服務(wù)生產(chǎn)的角色,表現(xiàn)出受助意愿高而施助意愿低的特征[10-12]?，F(xiàn)有研究還表明,年齡、文化程度、健康等個體特征變量以及家庭規(guī)模、收入、代際關(guān)系、居住方式、保障制度、社區(qū)支持、居住地環(huán)境等家庭和社區(qū)特征變量對老年人互助養(yǎng)老意愿具有不同程度的影響[13-15]。需要進(jìn)一步說明的是,現(xiàn)有研究大多只關(guān)注老年人某一類互助養(yǎng)老參與意愿,或?qū)⒒ブB(yǎng)老服務(wù)視為一個整體概念,實際上,互助養(yǎng)老服務(wù)具有差異化、多元化的特點。在互助養(yǎng)老服務(wù)分類上,已有學(xué)者將其劃分為日常照料服務(wù)、健康服務(wù)、精神慰藉服務(wù)[16],還有研究將有勞動能力的老年人之間相互幫忙干農(nóng)活也作為互助養(yǎng)老服務(wù)之一[17]。此外,老年人參加互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)具有一定的選擇性,由此引發(fā)互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式的差異,這種差異及其影響因素在現(xiàn)有研究中還較少涉及,需要進(jìn)一步探討。

本文基于江蘇、河北、陜西3省751位農(nóng)村老年人的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),立足農(nóng)村老年人鄰里互助的社會情景,開展農(nóng)村互助養(yǎng)老生產(chǎn)主體和生產(chǎn)模式研究,關(guān)注參與不同類型互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的老年人的特征,識別老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式及其影響因素,以期從生產(chǎn)參與視角為農(nóng)村互助養(yǎng)老促進(jìn)政策提供參考。

一、理論框架

農(nóng)村互助養(yǎng)老要求有能力的老年人參與到互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)活動中來,老年人不僅是互助養(yǎng)老受助者和服務(wù)使用者,同時也是施助者和服務(wù)生產(chǎn)者。合作生產(chǎn)理論強調(diào)服務(wù)使用者的參與是合作生產(chǎn)活動得以實現(xiàn)的核心,如何刺激公民的角色由簡單的需求表達(dá)者、服務(wù)使用者轉(zhuǎn)變?yōu)榉?wù)的創(chuàng)造者、生產(chǎn)者是合作生產(chǎn)理論討論的根本問題[18]。從這一理論內(nèi)涵來看,互助養(yǎng)老與合作生產(chǎn)理論的核心主張高度契合[19]。本文基于合作生產(chǎn)理論構(gòu)建互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體與生產(chǎn)模式的分析框架。

合作生產(chǎn)行為動機(jī)的形成是合作生產(chǎn)理論的重要內(nèi)容。約翰·奧爾福德(John Alford)提出個體參與合作生產(chǎn)的動機(jī)由意愿和能力構(gòu)成,其中,意愿包括自我為中心的個人利益動機(jī)和集體導(dǎo)向的公共利益動機(jī),能力是指個體參加合作生產(chǎn)的能力[20]。丁煜等提出合作生產(chǎn)行為是內(nèi)生需要和外部刺激的共同作用,其中內(nèi)生需要包括參與意愿、參與能力,外部刺激包括強制手段和獎懲機(jī)制構(gòu)成的激勵機(jī)制[21]。范·伊克(Van Eijk)等從公民對合作生產(chǎn)任務(wù)的認(rèn)知、公民對自身服務(wù)提供能力的認(rèn)知、公民的個體特性以及他們在私利和為社區(qū)著想的動機(jī)等方面解釋了公民合作生產(chǎn)行為[22]?；诂F(xiàn)有研究,本文將個體參與合作生產(chǎn)行為的內(nèi)生機(jī)制抽象概括為“意愿”“能力”“認(rèn)知”和“個體特征”,從微觀視角分析個體參加合作生產(chǎn)的原因。其中,意愿包括老年人參與互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的個人利益動機(jī)和集體利益動機(jī)；能力主要從文化、健康、經(jīng)濟(jì)、保障等方面考察老年人參與互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的個體能力；認(rèn)知主要指老年人對互助養(yǎng)老的認(rèn)識和評價；個體特征主要是參與互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)老年人的人口學(xué)特征。

在明確了哪些人參與了互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)之后,還需要進(jìn)一步研究生產(chǎn)模式及其影響因素。在社會參與理論中,莫羅·豪厄爾(Morrow Howell)等提出的老年人活動參與概念模型,將影響老年人社會參與模式的因素概括為個人因素、經(jīng)濟(jì)因素、社會因素和環(huán)境因素[23]。該模型對本研究有一定的適用性,但該模型在影響因素識別中忽略了老年人心理因素和農(nóng)村老年人普遍承擔(dān)的家庭生產(chǎn)角色,仍需結(jié)合我國農(nóng)村社會特征進(jìn)行修正。

費孝通先生在研究中國鄉(xiāng)村結(jié)構(gòu)時提出差序格局理論。差序格局以個體自身為核心形成圈層化的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò),個體向外一圈是基于血緣或親情構(gòu)成的最親密穩(wěn)定的家庭圈層,而家庭圈層又層層嵌套于村莊圈層和社會圈層之中,個體與他人的社會關(guān)系會隨圈層由內(nèi)向外層層削弱[24],這些圈層構(gòu)成個體社會互動空間[25]。作為摻雜地緣、親緣和人情關(guān)系的特殊實踐,農(nóng)村老年人參加互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)受到個體、家庭、村莊和社會4個圈層的影響,見圖1。

圖1 分析框架

二、研究設(shè)計

(一)變量體系

1.互助養(yǎng)老服務(wù)變量?；ブB(yǎng)老服務(wù)變量是農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老生產(chǎn)行為的直觀反應(yīng),采用“您為鄰居或同村老年人提供以下互助支持的頻率”進(jìn)行量化處理。其中,互助養(yǎng)老服務(wù)項目具體包括“幫忙種地耕作”“幫忙收割運輸作物”“幫忙清潔打掃”“分享食物”“一起聊天鍛煉”“串門看望老人”“陪同看病”“生病照護(hù)”8項。根據(jù)服務(wù)內(nèi)容屬性,這8項互助養(yǎng)老服務(wù)項目分為勞動互助、日?；ブ⑶楦谢ブ歪t(yī)養(yǎng)互助4種類型。發(fā)生頻率包括“每天”“經(jīng)常”“偶爾”“從不”4個選項。本文假設(shè)日常生活中為其他老年人提供過鄰里互助養(yǎng)老支持的老年人都是農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)潛在生產(chǎn)主體,對于每一項服務(wù),若受訪老年人選擇頻率為“每天”“經(jīng)?！被颉芭紶枴?該項服務(wù)變量編碼均記為“1”;若選擇頻率為“從不”,則記為“0”。對于每一個服務(wù)類型,只要該服務(wù)類型下有一項服務(wù)記為“1”,該服務(wù)類型變量編碼為“1”;若對應(yīng)的服務(wù)類型下的每一項服務(wù)都記為“0”,該服務(wù)類型變量編碼記為“0”。

2.互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體特征、生產(chǎn)模式及影響因素變量。根據(jù)本文的分析框架,從個體特征、意愿、能力和認(rèn)知4個方面識別參加勞動互助、日常互助、情感互助和醫(yī)養(yǎng)互助服務(wù)生產(chǎn)的老年人特征。個體特征變量包括年齡、性別；意愿變量包括孤獨感、擔(dān)心老無所養(yǎng)、關(guān)心社區(qū)發(fā)展3個變量,分別反映老年人排解孤獨感、尋求養(yǎng)老支持的個人利益動機(jī)以及關(guān)心社區(qū)的集體利益動機(jī)；能力變量包括教育水平、健康、經(jīng)濟(jì)保障能力；認(rèn)知變量主要指互助養(yǎng)老認(rèn)知,采用五級評分法,得分越高表示越認(rèn)可互助養(yǎng)老。

在互助養(yǎng)老生產(chǎn)模式影響因素選擇上,本文選取個體圈層變量(年齡、性別、教育水平、自評健康、孤獨感、擔(dān)心老無所養(yǎng)、關(guān)心社區(qū)發(fā)展、互助養(yǎng)老認(rèn)知、個體年收入、養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險)、家庭圈層變量(婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量、是否空巢、家庭生產(chǎn)角色)、村莊圈層變量(鄰里環(huán)境、村莊養(yǎng)老設(shè)施)和社會圈層變量(聽過互助養(yǎng)老政策、地區(qū))。其中,考慮到照料、撫育孫輩是老年人晚年家庭生產(chǎn)角色的常見內(nèi)容,本文采用老年人是否承擔(dān)隔代照料責(zé)任衡量其家庭生產(chǎn)角色。變量賦值方式及描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 樣本特征的描述性統(tǒng)計

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)源自課題組于2021年1-3月對江蘇、河北、陜西3省農(nóng)村老年人口進(jìn)行的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)。近年來,江蘇、河北、陜西積極探索農(nóng)村互助養(yǎng)老模式,同時3省農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程不一、養(yǎng)老資源供給資源差異較大,作為樣本區(qū)域具有較強的代表性。課題組在每個省隨機(jī)抽取10個左右的區(qū)(縣),每個區(qū)(縣)選擇1～2個行政村,共隨機(jī)抽選860位60歲及以上老年人作為調(diào)查對象。在剔除部分關(guān)鍵指標(biāo)缺失的樣本后,共獲得751個有效樣本。

(三)分析方法

首先,本文對參加4類不同互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的老年人在個體特征、意愿、能力和認(rèn)知方面的變量進(jìn)行卡方檢驗和獨立樣本t檢驗,了解不同類型互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體的特征和差異。其次,運用潛在類別模型(Latent Class Model,LCM)分析農(nóng)村老年人參與各項互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的比例結(jié)構(gòu),以此識別老年人互助養(yǎng)老生產(chǎn)模式類型[26]。最后,以老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式類型為被解釋變量,采用多分類Logistic回歸模型檢驗個體圈層、家庭圈層、村莊圈層、社會圈層因素對老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式選擇的影響。

三、實證分析

(一)互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體特征分析

表2展示了參與勞動互助、日?；ブ⑶楦谢ブ?、醫(yī)養(yǎng)互助的老年人主體特征。

表2 農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體特征分析

在個體特征上,參與4類互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的老年人的平均年齡普遍低于不參與的老年人,表明中低齡老年人或準(zhǔn)老年人是互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的重要力量,也是激活農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)模式的重要著力點。在醫(yī)養(yǎng)互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中,老年人表現(xiàn)出明顯的性別差異(p=0.017),女性老年人中參加這類互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的比重更高。這是因為女性在家庭養(yǎng)老中扮演“實際承擔(dān)者”“第一照料者”角色[27], 且這一角色定位會延續(xù)到女性晚年,并從家庭拓展到鄰里和社區(qū)。

在意愿特征上,參與各項互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的老年人的孤獨感評分普遍高于不參與服務(wù)生產(chǎn)的老年人,其中,參與勞動互助和醫(yī)養(yǎng)互助服務(wù)生產(chǎn)的老年人孤獨感在5%水平上顯著。根據(jù)社會交換理論,個體行為選擇會受到獲得內(nèi)在性報酬(如尊重、感激等)動機(jī)的影響[28],而排解孤獨、獲得內(nèi)心滿足的內(nèi)在動機(jī)可能會驅(qū)使老年人主動與鄰里往來,為鄰里提供一些力所能及的幫助。擔(dān)心老無所養(yǎng)的老年人更愿意進(jìn)行日常互助服務(wù)生產(chǎn),為有需要的老年人做飯、打掃等,這些老人可能希望在尚有能力的時候為鄰里提供一些日常照料,以期未來也能獲得他人的幫助[29]。在集體利益動機(jī)方面,關(guān)心社區(qū)發(fā)展的老年人更樂意參加情感互助服務(wù)生產(chǎn),他們積極參加集體休閑娛樂活動,主動關(guān)心慰藉其他老人。

在能力特征上,參與各類互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的老年人大多表現(xiàn)出一定的高學(xué)歷特征?，F(xiàn)有研究認(rèn)為受教育水平越高的老年人信息獲取渠道越多、思想觀念越開放,越愿意嘗試互助養(yǎng)老[30]。在健康能力方面,與自評健康狀況不佳的老年人相比,自評健康狀況較好的老年人更樂于進(jìn)行各類互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)?？梢?健康是老年人參加互助養(yǎng)老的重要資本,也是實現(xiàn)積極老齡化的必要前提[31]。在經(jīng)濟(jì)保障能力方面,現(xiàn)有研究認(rèn)為老年人月收入超過一定的閾值后,互助養(yǎng)老參與意愿會顯著下降,且有社會保險的老年人互助養(yǎng)老意愿明顯較低,原因是高收入老年人對養(yǎng)老服務(wù)要求較高,互助養(yǎng)老難以滿足其要求[11],而養(yǎng)老保障能力又與互助養(yǎng)老有替代性[12]。個體年收入大于等于2萬元小于等于5萬元的老年人參與互助養(yǎng)老的比例低于收入在2萬元以下的老年人,有保險的老年人參與互助養(yǎng)老的比例大多低于沒有的老年人,這與已有研究一致,但均未通過顯著性檢驗?？赡艿脑蚴?農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體以中低收入老年人為主,老年人個體收入來源相對單一、經(jīng)濟(jì)水平整體較低且差異不大,同時隨著國家持續(xù)推進(jìn)城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險全覆蓋,農(nóng)村老年人在經(jīng)濟(jì)和社會保險方面未能表現(xiàn)出顯著差異。

在認(rèn)知特征上,對互助養(yǎng)老認(rèn)同度越高的老年人對互助養(yǎng)老接受度越高,在4類互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中的表現(xiàn)都更加活躍。

(二)農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式分析

本文采用潛在類別分析模型識別老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式。用于進(jìn)行潛在類別分析的外顯變量是幫忙種地耕作、幫忙收割運輸作物、幫忙清潔打掃、分享食物、一起聊天鍛煉、串門看望老人、陪同看病、生病照護(hù)等8個農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)變量。通過逐步增加潛在類別數(shù)量計算得到8個潛在類別模型,并對這8個模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)進(jìn)行比較選擇(見表3)。從2類別模型開始,若模型中L2絕對值、AIC、BIC、ABIC統(tǒng)計量相比上一模型有所下降,且LMR、BLRT值在5%水平顯著,說明該模型改進(jìn)了上一個模型,模型擬合效果更好,需要繼續(xù)增加類別數(shù)量。結(jié)果表明,在4類別模型時,L2絕對值、AIC、BIC、ABIC統(tǒng)計量較3類別模型均有所下降,此時LMR、BLRT值依然在5%水平顯著,且Entropy值達(dá)到0.796,即模型分類準(zhǔn)確率接近90%,而5類別模型BIC統(tǒng)計量開始上升,且LMR值顯示沒有改進(jìn)4類別模型(p=0.098)。綜合考慮以上指標(biāo),可以認(rèn)為4類別模型是擬合農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式的理想模型。

表3 農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式的潛在類別模型擬合優(yōu)度

在確定理想模型后,需要根據(jù)不同分類中各個外顯變量的條件概率分布情況和特征,為每一個分類類型命名。表4顯示了最優(yōu)擬合結(jié)果4類別模型中老年人參加8項互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的條件概率分布狀況,結(jié)合互助養(yǎng)老服務(wù)屬性,本文將4個生產(chǎn)模式分別命名為“全面互助模式”“生活-情感互助模式”“日常-情感互助模式”和“低互助參與模式”。

表4 農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式的條件概率分布

調(diào)查樣本中,約有17.18%的老年人選擇全面互助模式,他們在各項互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中表現(xiàn)活躍,生產(chǎn)參與概率均在80%以上;48.20%的老年人選擇生活-情感互助模式,這些老年人在農(nóng)務(wù)勞動和日常照料兩類生活服務(wù)、休閑互動和關(guān)心慰藉兩項情感服務(wù)生產(chǎn)中參與概率均超過60%,而參加陪同看病、生病照護(hù)兩項醫(yī)養(yǎng)互助服務(wù)生產(chǎn)的條件概率僅為21.30%和16.30%;16.64%的老年人選擇日常-情感互助模式,這些老年人的互助活動主要集中在低勞動強度的日常互助和情感互助,在體力勞動強度較高的勞動互助和難度較大的醫(yī)養(yǎng)互助服務(wù)生產(chǎn)中參與概率較低。17.98%的老年人屬于低互助參與模式,這一模式中老年人參加“一起聊天鍛煉”的條件概率最高,但也僅有31.5%,仍有一部分農(nóng)村老年人沒有參與到互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中來。

(三)農(nóng)村老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式選擇的影響因素分析

表5顯示了以低互助參與模式為參照組,個體圈層、家庭圈層、村莊圈層和社會圈層因素影響老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式選擇的分析結(jié)果。

表5 農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式的多分類Logistic回歸分析

首先,與低互助參與模式相比,年齡每增加1歲,老年人選擇全面互助模式的概率下降11.90%;自評健康結(jié)果為一般和健康的老年人選擇全面互助模式的概率分別是自評健康結(jié)果為不健康的老年人的4.859和20.239倍。這與現(xiàn)有研究結(jié)果一致,年輕、健康的老年人在社會參與中表現(xiàn)得更加活躍[32-33],在互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中也不例外。孤獨感、社區(qū)關(guān)心程度以及互助養(yǎng)老認(rèn)知程度每增加1單位,老年人選擇全面互助模式的概率分別提高54.50%、45.20%和80.50%。正如前文所述,老年人可能出于排除自身孤獨情緒的需求而積極參加鄰里交往和互助。互助養(yǎng)老事關(guān)村莊集體利益,因此對村莊發(fā)展關(guān)心程度較高的老年人參與意愿往往更高,而對互助養(yǎng)老認(rèn)知越積極,越容易接受和參與互助養(yǎng)老。有養(yǎng)老保險的老年人屬于全面互助模式的概率僅是沒有養(yǎng)老保險的老年人的13.90%?？赡艿脑蚴?沒有養(yǎng)老保險的老年人的社會保障能力更弱,因此更希望在互助養(yǎng)老中尋求一定的養(yǎng)老支持。承擔(dān)隔代照料的老年人屬于全面互助模式的概率是不承擔(dān)隔代照料的老年人的25.20%。研究表明,隔代撫養(yǎng)可能會使老年人減少甚至放棄工作、休閑娛樂和其他社會參與[34],必然也會抑制老年人互助養(yǎng)老生產(chǎn)參與積極性,這實際反映了老年人家庭生產(chǎn)角色和社會生產(chǎn)角色之間的沖突[35]。江蘇和河北地區(qū)老年人選擇全面互助模式的概率分別只有陜西地區(qū)老年人的25.40%和31.10%。這可能是因為江蘇、河北等東部地區(qū)土地改革、城鎮(zhèn)化、工業(yè)化進(jìn)程更快,對農(nóng)村傳統(tǒng)社會文化和互助傳統(tǒng)的沖擊更大[36]。

其次,在“低互助參與模式/生活-情感互助模式”模型中,年齡、自評健康、關(guān)心社區(qū)發(fā)展、互助養(yǎng)老認(rèn)知、養(yǎng)老保險等5個因素同樣顯著影響老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式選擇。一是老年人擔(dān)心老無所養(yǎng)的程度每增加1單位,他們選擇生活-情感互助模式的概率提高60.10%。結(jié)合前文生產(chǎn)主體特征分析結(jié)果,互助養(yǎng)老的互惠性會讓參與服務(wù)生產(chǎn)的老年人獲得來自其他老人的幫扶,為缺乏家庭支持和專業(yè)服務(wù)支付能力不足的老年人養(yǎng)老提供可行出路。但是,在互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)內(nèi)容上,醫(yī)養(yǎng)互助的專業(yè)性和難度可能會使許多老人望而卻步。二是選擇生活-情感互助模式的老年人表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟(jì)特征,個體年收入在2～5萬元的老年人選擇這一模式的概率僅有收入在1萬元以下老年人的59.20%。如前文所述,經(jīng)濟(jì)支付能力越強的老人面對的養(yǎng)老方式選擇越多,更青睞專業(yè)性更強、服務(wù)設(shè)施更完善、照料更有保障的養(yǎng)老方式[13]。三是有醫(yī)療保險的老年人選擇生活-情感互助模式的概率是沒有醫(yī)療保險的老年人的2.039倍?？赡苁且驗獒t(yī)療保險能夠在很大程度上解決農(nóng)村老年人最關(guān)心的生病就醫(yī)問題,使得老年人更有心情參加一些力所能及的互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)。四是單身老年人選擇生活-情感互助模式的概率是在婚老年人的1.251倍,農(nóng)村老人空巢現(xiàn)象客觀存在,子女照料和家人陪伴嚴(yán)重缺位。在這種情況下,沒有配偶陪伴的獨身老人養(yǎng)老支持更是不足,更可能感到孤獨,因此更有可能參加一些生活類和情感類的互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)。五是聽過互助養(yǎng)老政策的老年人屬于生活-情感互助模式的概率是沒聽過互助養(yǎng)老政策的老年人的1.251倍,了解互助養(yǎng)老政策的老人更可能受到鼓勵和引導(dǎo)嘗試新的養(yǎng)老模式,參與到互助養(yǎng)老中來。

最后,與低互助參與模式相比,年輕、健康、關(guān)心社區(qū)發(fā)展、互助養(yǎng)老認(rèn)知較強、子女?dāng)?shù)量較少、不承擔(dān)隔代照料責(zé)任、聽過互助養(yǎng)老政策以及生活在陜西農(nóng)村地區(qū)的老年人選擇日常-情感互助模式的可能性更高。其中,子女?dāng)?shù)量每增加1單位,老年人屬于日常-情感互助模式的概率下降46.90%。子女?dāng)?shù)量越多意味著老年人能夠獲得的家庭養(yǎng)老支持越大,因此老年人參加互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的意愿越低[15]。此外,農(nóng)村空巢化背景下,在外子女往往會以經(jīng)濟(jì)供養(yǎng)彌補照料供養(yǎng)上的不足,因此子女多的老年人支付能力可能更強[37],進(jìn)而提高互助養(yǎng)老的可替代性。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用補充遺漏變量、變量替換法和改變變量度量方式3種方法對互助養(yǎng)老生產(chǎn)模式影響因素進(jìn)行重新回歸,穩(wěn)健性檢驗方法具體如表6所示。

從穩(wěn)健性檢驗結(jié)果來看,與低互助參與模式相比,低齡老年人選擇全面互助模式、生活-情感互助模式、日常-情感互助模式的概率顯著高于高齡老年人;家庭年收入越高老年人屬于生活-情感互助模式的可能性越低;改變賦值方式后,感到孤獨的老年人選擇全面互助模式的可能性高于沒有感到孤獨的老年人;擔(dān)心老無所養(yǎng)的老年人選擇生活-情感互助模式的可能性高于不擔(dān)心的老年人;參加村內(nèi)事務(wù)、具有互助理念的老年人參加互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的概率更高。以上結(jié)果均與表5回歸結(jié)果一致。此外,與低互助參與模式相比,從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的老年人選擇全面互助模式的概率是非農(nóng)職業(yè)的老年人的1.852倍,這可能是因為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的老年人長期生活在農(nóng)村熟人社會中,較好地保存了傳統(tǒng)守望相助理念。根據(jù)穩(wěn)健性回歸結(jié)果,各項影響因素的顯著性和方向均未發(fā)生改變,互助養(yǎng)老生產(chǎn)模式影響因素分析結(jié)果整體穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗方法

四、結(jié)論與建議

本文依據(jù)合作生產(chǎn)理論和社會參與理論構(gòu)建農(nóng)村互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)主體及模式選擇的理論分析框架,運用單因素分析法、潛在類別分析法和多分類Logistic回歸分析法,利用農(nóng)村老年人專項調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。結(jié)果表明:(1)參加勞動互助、日常互助、情感互助、醫(yī)養(yǎng)互助4類不同互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)的老年人在個體特征、意愿、能力、認(rèn)知上存在顯著差異,但經(jīng)濟(jì)保障能力差異不顯著;(2)老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式可分為全面互助模式、生活-情感互助模式、日常-情感互助模式、低互助參與模式4類,醫(yī)養(yǎng)互助服務(wù)生產(chǎn)參與度低是互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式的突出特征;(3)老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)模式選擇受個體圈層、家庭圈層、村莊圈層和社會圈層因素的影響,且不同生產(chǎn)模式的影響因素存在差異。

基于以上研究結(jié)論,本文提出四點建議。(1)增加農(nóng)村專業(yè)照護(hù)服務(wù)供給,完善醫(yī)養(yǎng)互助體系。研究發(fā)現(xiàn),48.20%和16.64%的老年人分別屬于生活-情感互助模式和日常-情感互助模式,表明近七成的農(nóng)村老年人參與互助養(yǎng)老但無力或無意參與醫(yī)養(yǎng)互助服務(wù)生產(chǎn)。由此可見,對于難度大、負(fù)荷重的生病甚至失能半失能老年人照護(hù)問題,依靠老年人發(fā)揚互助精神進(jìn)行鄰里照護(hù)并不現(xiàn)實。建議發(fā)揮政府主導(dǎo)、協(xié)調(diào)和兜底作用,引導(dǎo)和支持專業(yè)照護(hù)服務(wù)主體進(jìn)入農(nóng)村地區(qū),加強醫(yī)養(yǎng)照護(hù)服務(wù)培訓(xùn),建立醫(yī)養(yǎng)互助補貼和激勵機(jī)制,吸引有能力的老年人參與到照護(hù)服務(wù)中。(2)加強互助養(yǎng)老政策宣傳,重塑農(nóng)村互助文化。研究表明,互助養(yǎng)老認(rèn)知越高、互助理念越強、對互助養(yǎng)老政策越了解的老年人越有可能參與到互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)中來。重塑農(nóng)村互助文化勢在必行,基層政府要通過政策宣傳、創(chuàng)新鄉(xiāng)村文化墻、樹立典型示范等方式培養(yǎng)農(nóng)村居民互助主體意識,可以以學(xué)歷較高、關(guān)心村莊發(fā)展的年輕、健康老年人為主力,發(fā)揮村莊精英帶動效應(yīng),塑造互助文化。(3)突出互助養(yǎng)老功能優(yōu)勢,降低互助養(yǎng)老替代性。研究表明,經(jīng)濟(jì)支付能力、養(yǎng)老保障能力在一定程度上會提高互助養(yǎng)老替代性。建議加強互助養(yǎng)老服務(wù)規(guī)范性和專業(yè)性,突出互助養(yǎng)老的低成本優(yōu)勢并排解老年人孤獨情緒、提高老年人自我價值感優(yōu)勢,提升老年人參與互助養(yǎng)老的積極性。(4)正視老年人家庭-社會角色沖突,釋放老年人互助養(yǎng)老積極性。研究證明,承擔(dān)隔代照料責(zé)任的老年人更可能選擇低互助參與模式。照料、撫育孫輩是許多老年人晚年生活的重要內(nèi)容,而這在某種程度上會抑制老年人社會參與。建議政府加強生育、托育、養(yǎng)老、就業(yè)等政策的聯(lián)動協(xié)調(diào),有效減輕家庭生產(chǎn)角色對老年人社會參與角色的擠壓,釋放老年人互助養(yǎng)老服務(wù)生產(chǎn)參與積極性。