1. 引言
目前，我国人口老龄化形势日益严峻，正经历着规模巨大、速度迅猛的老龄化进程。根据《中国统计年鉴2024》的数据显示，2023年，我国65岁及以上老年人口总数已达到2.1676亿，占总人口的15.4%，老年抚养比高达22.5% [1]。国家卫健委预测，到2035年左右，我国60岁及以上老年人口数量将突破4亿，其占总人口的比重将超过30%，标志着我国将步入重度老龄化阶段[2]。这一庞大且持续增长的老龄人口，无疑对老年照料服务体系构成了巨大压力。与此同时，生育率的持续下降使得我国家庭正经历家庭结构小型化与老龄化并存的进程，传统的家庭照料功能随之不断弱化。在此背景下，社会化的养老服务应运而生，它不仅是弥补家庭养老能力不足的必然选择，也催生了潜力巨大的养老服务产业。
为积极应对这一挑战，国家层面高度重视，先后出台了《“十四五”国家老龄事业发展和养老服务体系规划》《关于进一步促进养老服务消费提升老年人生活品质的若干措施》等一系列政策文件，旨在全面完善养老服务体系。特别是《民政部财政部关于实施向中度以上失能老年人发放养老服务消费补贴项目的通知》中明确指出，补贴项目涵盖“助洁、助浴”等“六助”服务。这充分说明，以居家清洁和个人卫生护理为代表的助洁服务，作为支撑居家养老为基础这一核心模式的基础性服务，其市场与发展的重要性已被提升到前所未有的高度。然而，与政策层面的强力推动和市场供给端的日益热情形成鲜明对比的是，社区老年人对助洁服务的实际购买意愿与消费行为仍面临诸多障碍，市场呈现出实际消费意愿偏低的窘境。许多老年人及其家庭对于购买此类社会化服务表现出犹豫、观望甚至排斥的态度。究其原因，现有学术研究多从宏观政策体系构建或泛化的养老服务需求角度进行探讨，而鲜少从微观的消费者行为视角，对“助洁服务”这一具体品类的购买决策机制进行系统、深入的实证剖析。因此，为了弥合这一理论与现实的缺口，旨在利用中国老年社会追踪调查(CLASS)数据，通过实证研究方法，系统性地识别并检验影响社区老年人助洁服务购买意愿的关键因素。研究成果期望能够弥补现有研究的不足，为政府优化精准补贴与宣传政策提供实证依据，为养老服务企业设计更符合需求的产品、制定更有效的营销策略提供实践指导，本研究结论对于提升老年人晚年生活质量、推动我国养老服务体系的高质量发展具有参考意义。
2. 文献综述与分析框架
(一) 文献综述
学者们围绕老年人养老服务购买意愿已开展了广泛研究，为本研究奠定了坚实基础。通过对现有文献的梳理，可以发现影响因素主要涵盖健康状况、经济保障、家庭结构、人口学特征及社会观念等多个维度。
首先，健康状况是触发养老服务需求的基础性因素。多项研究证实，自评健康状况越差，老年人对生活照料类服务的需求越迫切，购买意愿也越强[3]。这不仅源于身体机能下降产生的客观需求，也与健康变化带来的不安全感密切相关[4]。因此，自评健康是考察助洁服务购买意愿的一个关键变量。
其次，经济保障构成了购买服务的现实约束条件。研究表明，享有基本养老保险能显著提升老年人的支付能力和消费信心。不同类型的养老保险(如企业职工养老保险、机关事业单位养老保险)因其待遇水平差异，对支付意愿的影响可能不同。此外，直接的经济支持(如居家养老服务补贴)能够降低服务价格门槛，对提升购买意愿具有直接的激励作用[5]。
再次，家庭结构与居住安排通过替代效应深刻影响购买决策。传统家庭养老观念使得子女数量、尤其是儿子同住或女儿同住，往往因家庭内部照料的可得性而削弱购买社会化服务的意愿[6]。与配偶同住的老年人，由于配偶照料能力随年龄增长而下降，反而可能产生更强的购买意愿[7]。而保姆同住本身就是市场化服务的体现，但其与购买非住家式的助洁服务的关系需进一步验证。
此外，人口学与社会经济特征是不可忽视的控制变量。研究表明，文化程度越高，老年人对社会化服务的接受度和理解力越强，购买意愿更高(凌文豪，2023) [8]。年龄组方面，低龄老年人可能更易接受新事物，而高龄老年人则因健康需求更刚性，意愿模式有所不同。性别、婚姻状况、政治面貌、居住地属性等变量也被证实与养老服务的选择偏好和支付能力存在关联[9] [10]。
由以上分析可知，现有研究为本课题提供了多维度的借鉴，但多数聚焦于综合性养老服务，缺乏对“助洁”这一基础性具体服务的深入剖析。本研究旨在整合上述多维度变量，系统检验其对社区老年人助洁服务购买意愿的影响。
(二) 分析框架
本研究采用Ajzen (1991)提出的计划行为理论作为核心分析框架，该理论为理解个体行为决策提供了系统性的解释路径。该理论认为，个体的行为意向是驱动其执行某项行为的最直接因素，而行为意向本身又受到三个核心维度的共同影响——行为态度、主观规范、感知行为控制。行为态度指个体对执行某项行为所持有的积极或消极的评价。在本研究中，它体现为老年人对购买助洁服务这一行为本身的看法。主观规范指个体在决策时感知到的社会压力，即重要他人或团体(如家人、朋友、社区)对其是否应该执行该行为的期望。在本研究中，它主要反映家庭网络和社会环境对老年人决策的影响。感知行为控制是指个体感知到的执行某项行为的难易程度，它反映了其对所需资源、机会和障碍的评估。当个体认为自己所拥有的资源与能力越多、预期的阻碍越少时，其感知行为控制就越强[11]。在本研究中，它直接对应老年人购买助洁服务的客观能力与条件。经济资源(如是否享有各类养老保险、补贴)和身体需求(如自评健康状况)是构成感知行为控制的核心要素。
本研究将购买助洁服务视为一个典型的计划行为，并构建了以“购买意愿”为因变量的TPB分析框架。同时，结合研究情境，对经典理论进行了如下整合与拓展，具体框架如图1。
尽管行为态度未设置直接测量指标，但我们将其视为由个体认知和经历塑造的关键中介机制，其作用将通过其他变量间接体现。将“个体特征”(如性别、年龄、文化程度等)作为基础控制变量纳入模型，以此来间接反映行为态度。这些稳定的个体属性会通过影响上述三个核心维度(例如，文化程度高的老年人可能对服务有更积极的态度；城市的老年人可能感知到更少的资源障碍)来间接塑造行为意向。将理论构念与可观测的具体变量相结合。例如，用“与子女同住”来测量家庭层面的主观规范；用“养老保险类型”和健康状态来量化感知行为控制。
综上所述，本研究构建的理论框架不仅根植于成熟的TPB理论，确保了研究的理论深度，同时也紧密结合了中国社区养老与助洁服务的具体情境，使实证分析更具针对性与解释力。其理论模型可通过下图清晰地展现：
Figure 1. Analytical framework based on the Theory of Planned Behavior (TPB)
图1. 基于TPB理论的分析框架图
感知行为控制：指老年人感知到的购买助洁服务的难易程度，主要受经济资源和客观需求影响，包括自评健康、企业职工养老保险、机关事业单位养老保险、城乡居民基本养老保险、居家养老服务补贴等变量。
主观规范：指老年人在决策时所感知到的社会压力，主要受家庭网络和社会身份影响，包括配偶同住、儿子同住、女儿同住、父母同住、配偶的父母同住、保姆同住、婚姻状况等变量。
个体特征(行为态度)：行为态度是个体对购买行为的主观评价，与个人的知识、阅历和特征紧密相关，包括性别、年龄组、文化程度等变量。
3. 研究设计
(一) 数据来源
本研究使用的数据来源于中国老年社会追踪调查(China Longitudinal Aging Social Survey, CLASS)。该项目由中国人民大学中国调查与数据中心组织实施，采用多阶段分层概率抽样方法，旨在收集中国老年人群社会、经济、健康方面的高质量微观数据，具有高度的全国代表性。
本研究选取2023年的公开调查数据作为分析基础。该次调查覆盖全国28个省(自治区、直辖市)，受访对象为60岁及以上老年人。在剔除关键变量缺失的样本后，最终获得的有效分析样本量为10,705个。该数据库提供了包括老年人的个人基本情况、家庭结构、健康状况、经济保障、养老服务需求与意愿等丰富信息，为本研究考察社区老年人助洁服务购买意愿及其影响因素提供了可靠的数据支持。
(二) 变量设置
研究基于计划行为理论(TPB)框架进行变量设置：因变量为“助洁服务购买意愿”，根据CLASS问卷中“是否愿意购买上门做家务服务”的题项设置为二分类变量，答“是”赋值为1，“否”则赋值为0；自变量则归入TPB的三个维度：一是感知行为控制维度，涵盖经济资源与健康需求，具体包括是否享有企业职工养老保险、机关事业单位养老保险、城乡居民基本养老保险及居家养老服务补贴，并以自评健康衡量客观需求；二是主观规范维度，涵盖家庭结构与同住情况，具体包括是否与配偶、儿子、女儿、父母、配偶的父母及保姆等同住；三是个体特征维度，作为控制变量，包括性别、年龄组、文化程度、婚姻状况、政治面貌等。
(三) 模型设定
本研究采用二元Logistic回归模型进行实证分析。该模型适用于因变量为二分类变量的情况，能够有效估计各影响因素对老年人助洁服务购买意愿的作用方向和强度。在模型构建过程中，将购买意愿(愿意 = 1，不愿意 = 0)作为因变量，同时将基于计划行为理论的三个维度变量作为自变量纳入模型。具体包括：感知行为控制维度(自评健康、各类养老保险参与情况等)、主观规范维度(各类家庭成员同住情况等)以及个体特征维度(人口学变量等)。模型参数估计采用最大似然估计法，通过计算优势比来直观呈现各变量对购买意愿的影响程度。所有分析均使用Stata 16.0软件完成。
4. 实证结果与分析
(一) 变量的描述性统计
(1) 因变量
从因变量的描述性统计结果表1可以看出，在全部10,705个有效样本中，明确表示愿意购买上门助洁服务的老年人有1670人，占总体的15.60%；而不愿意购买的老年人则高达9035人，占比为84.40%。这一分布情况清晰地表明，当前社区老年人对助洁服务的整体购买意愿处于较低水平，绝大多数老年人尚未形成购买此类服务的消费倾向，这直观地揭示了市场中实际消费意愿偏低的现实困境。
Table 1. Descriptive statistics of the dependent variable
表1. 因变量描述统计表
因变量(y) |
类别 |
频数 |
百分比(%) |
是否愿意购买上门做家务服务 |
否 |
9035 |
84.40 |
是 |
1670 |
15.60 |
(2) 个体特征变量
本研究涵盖的老年群体在人口学背景上呈现出典型的分布格局详见表2。性别分布较为均衡，男性占52.47%，女性为47.53%。在年龄结构上，70至79岁的老年人是主体，占49.20%，其次为60至69岁组(41.36%)，80岁以上的高龄老人占9.43%。教育程度方面，超过半数的老年人仅具有小学及以下文化水平(不识字、扫盲班、小学合计占比56.06%)，拥有初中和高中学历的分别占28.60%和12.97%，而大专及以上的高学历者仅占2.37%。此外，绝大多数受访者婚姻状态为“已婚有配偶”(89.70%)，政治面貌为“非党员”(97.12%)，而农业与非农业户口受访者比例大致相当。
Table 2. Descriptive statistics of individual characteristic variables
表2. 个体特征变量描述统计表
统计项目 |
类别 |
频数(Freq.) |
百分比(Percent) |
性别 |
男 |
5617 |
52.47 |
女 |
5088 |
47.53 |
年龄组 |
60~69岁 |
4428 |
41.36 |
70~79岁 |
5267 |
49.20 |
80岁以上 |
1010 |
9.43 |
文化程度 |
不识字 |
1723 |
16.10 |
私塾或扫盲班 |
321 |
3.00 |
小学 |
3957 |
36.96 |
初中 |
3062 |
28.60 |
高中或中专 |
1388 |
12.97 |
大专 |
222 |
2.07 |
本科及以上 |
32 |
0.30 |
婚姻状况 |
已婚有配偶 |
9602 |
89.70 |
其他 |
1103 |
10.30 |
政治面貌 |
党员 |
308 |
2.88 |
非党员 |
10,397 |
97.12 |
户口 |
农业户口 |
5539 |
51.74 |
非农业户口 |
5166 |
48.26 |
(3) 主观规范变量
表3揭示了老年人在居住安排上的显著特征。绝大多数老年人(88.52%)与配偶共同居住，形成“老两口”独自生活的核心模式。在与子女同住方面，与儿子同住的比例(24.01%)显著高于与女儿同住的比例(4.10%)，这在一定程度上反映了传统的家庭居住偏好。值得注意的是，多代同堂现象已较为少见，与本人父母或配偶父母同住的比例均低于0.5%。此外，仅有极少数家庭(0.55%)有保姆同住，这表明绝大部分老年人尚未将市场化住家服务纳入实际生活安排。
Table 3. Descriptive statistics of subjective norm variables
表3. 主观规范变量描述统计表
统计项目 |
类别 |
频数(Freq.) |
百分比(Percent) |
配偶同住 |
否 |
1229 |
11.48 |
是 |
9476 |
88.52 |
儿子同住 |
否 |
8135 |
75.99 |
是 |
2570 |
24.01 |
女儿同住 |
否 |
10,266 |
95.90 |
是 |
439 |
4.10 |
父母同住 |
否 |
10,659 |
99.57 |
是 |
46 |
0.43 |
配偶的父母同住 |
否 |
10,680 |
99.77 |
是 |
25 |
0.23 |
保姆同住 |
否 |
10,646 |
99.45 |
是 |
59 |
0.55 |
(4) 感知行为控制变量
表4展示了影响老年人购买决策能力与客观条件的几个关键因素。在健康状况方面，接近半数的老年人(47.46%)自评“比较健康”，感觉自身健康状况“一般”的也占相当比例(34.46%)，而认为自己“比较不健康”或“很不健康”的合计不足8%，这反映出大部分受访者对自己的健康状态持有相对积极的看法。在经济保障层面，养老保险的覆盖情况呈现出多元化的格局。参与企业职工养老保险和城乡居民基本养老保险的老年人分别占34.09%和49.34%，构成了养老保障的主力。相比之下，享有待遇通常更稳定的机关事业单位养老保险者仅占2.54%，属于少数。一个尤为突出的现象是，居家养老服务补贴的覆盖率极低，仅有0.38%的老年人受益于此项政策，这意味着绝大多数老年家庭尚未获得购买服务的直接资金支持。
Table 4. Descriptive statistics of perceived behavioral control variables
表4. 感知行为控制变量描述统计表
统计项目 |
类别 |
频数(Freq.) |
百分比(Percent) |
自评健康 |
很健康 |
1063 |
9.93 |
比较健康 |
5081 |
47.46 |
一般 |
3689 |
34.46 |
比较不健康 |
760 |
7.10 |
很不健康 |
93 |
0.87 |
无法回答 |
19 |
0.18 |
企业职工养老保险 |
是 |
3649 |
34.09 |
否 |
7056 |
65.91 |
机关事业单位养老保险 |
是 |
272 |
2.54 |
否 |
10,433 |
97.46 |
城乡居民基本养老保险 |
是 |
5282 |
49.34 |
否 |
5423 |
50.66 |
居家养老服务补贴 |
是 |
41 |
0.38 |
否 |
10,664 |
99.62 |
(二) 回归结果
为深入剖析各因素对社区老年人助洁服务购买意愿的影响，本研究依据计划行为理论(TPB)的分析框架，构建了如表5四个逐步深入的二元Logistic回归模型。模型一作为基础，首先检验了性别、年龄、文化程度等个体特征的影响。结果显示，女性的购买意愿显著高于男性；文化程度的影响尤为突出，与“不识字”的参照组相比，从“小学”到“本科及以上”的所有更高学历组均表现出显著更强的购买意愿，呈现出文化程度越高，意愿越强的清晰趋势，这印证了凌文豪(2023)关于教育提升服务接受度的观点。此外，非农业户口老年人的意愿也显著高于农业户口老年人，揭示了潜在的城乡差异。
在模型二中，我们加入了衡量“主观规范”的家庭同住变量，以观察家庭网络的社会压力或支持如何影响决策。结果显示，与女儿同住和家中已有保姆同住，均能显著且稳定地提升购买意愿。这可能是由于女性经济能力的增强，以及家庭地位的提高，使得女儿经济支持和居住支持的比例高于儿子[12]。一个值得注意的现象是，与儿子同住在模型二中显著，但在后续引入更多控制变量后变得不显著，这可能暗示儿子的照料功能所产生的“替代效应”[6]并非独立，而是与家庭的经济、健康等因素交织在一起。而与父母或配偶父母同住等变量始终不显著，很可能是因为样本中此类居住安排极为罕见(均低于0.5%)，导致其统计效应难以捕捉。
模型三进一步引入了“感知行为控制”中关乎健康需求的变量。结果清晰地表明，健康状况是触发服务需求的关键机制。以自评“很健康”为参照组，那些认为自己健康“一般”或“比较不健康”的老年人，其购买意愿均显著更强，有力地支持了张鑫龙(2023)提出的“健康状况越差，服务需求越迫切”的论断。设置“很健康”作为参照组，使我们能够量化其他健康状态相对于最佳状态的意愿变化，直观展示了身体机能下降如何转化为具体的服务购买动机。
最终的完整模型(模型四)纳入了所有变量，特别是“感知行为控制”中最核心的经济资源指标。结果凸显了经济因素的决定性作用。平均每月收入的影响巨大且高度显著，发生比(OR)为9.272意味着收入每增加一个单位，购买意愿的发生比将变为原来的9.272倍，表明支付能力是购买意愿最坚实的基石。同时，与享有企业职工养老保险或机关事业单位养老保险的群体相比，没有这些保险的老年人购买意愿显著更低，这验证了郝勇(2022)关于养老保险提升支付能力的观点。然而，城乡居民基本养老保险和居家养老服务补贴的影响不显著，前者可能源于其保障水平有限，后者则受限于样本中享受补贴的老年人比例极低(仅0.38%)，使其整体效应未能显现。
从模型一到模型四，AIC和BIC值的持续下降表明，随着变量的逐步纳入，模型的解释力不断增强。综合分析证实，社区老年人的助洁服务购买意愿是一个多维度、分层级的决策过程：它既根植于“能不能”的客观现实(感知行为控制，尤其是经济收入与健康需求)，也受制于“该不该”的家庭语境(主观规范)，同时还被“想不想”的个人倾向(个体特征，如教育塑造的观念)所塑造。这一发现为理解和激发老年人的有效服务需求提供了全面的视角。
Table 5. Results of binary Logistic regression
表5. 二元Logistic回归结果
变量 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型4 |
性别(参照组：男) |
|
|
|
|
女 |
0.176** |
0.178** |
0.158** |
0.163** |
年龄组(参照组：60~69岁) |
|
|
|
|
70~79岁 |
−0.034 |
−0.039 |
−0.083 |
−0.119 |
80岁以上 |
−0.032 |
−0.089 |
−0.197 |
−0.219 |
文化程度(参照组：不识字) |
|
|
|
|
私塾或扫盲班 |
0.451* |
0.453* |
0.443* |
0.433* |
小学 |
0.304** |
0.299** |
0.298** |
0.256* |
初中 |
0.808*** |
0.818*** |
0.833*** |
0.654*** |
高中或中专 |
1.276*** |
1.277*** |
1.371*** |
1.125*** |
大专 |
1.717*** |
1.743*** |
1.823*** |
1.490*** |
本科及以上 |
1.390*** |
1.377*** |
1.554*** |
1.090** |
婚姻状况(参考组：已婚有配偶) |
|
|
|
|
其他 |
−0.216 |
−0.153 |
−0.138 |
−0.206 |
政治面貌(参考组：党员) |
|
|
|
|
非党员 |
−0.337* |
−0.326* |
−0.322* |
−0.155 |
户口(参考组：农业户口) |
|
|
|
|
非农业户口 |
1.120*** |
1.103*** |
1.027*** |
0.605*** |
配偶同住(参考组：否) |
|
|
|
|
是 |
|
0.292** |
0.230* |
0.197 |
儿子同住(参考组：否) |
|
|
|
|
是 |
|
0.270*** |
0.141 |
0.092 |
女儿同住(参考组：否) |
|
|
|
|
是 |
|
0.636*** |
0.524*** |
0.477*** |
父母同住(参考组：否) |
|
|
|
|
是 |
|
−0.435 |
−0.310 |
−0.405 |
配偶的父~住(参考组：否) |
|
|
|
|
是 |
|
−0.394 |
−0.328 |
−0.304 |
保姆同住(参考组：否) |
|
|
|
|
是 |
|
1.082*** |
1.021** |
1.034** |
自评健康(参考组：很健康) |
|
|
|
|
比较健康 |
|
|
1.000*** |
1.015*** |
一般 |
|
|
0.976*** |
0.999*** |
比较不健康 |
|
|
1.145*** |
1.110*** |
很不健康 |
|
|
0.080 |
0.007 |
无法回答 |
|
|
1.513* |
1.598* |
慢性病 |
|
|
−0.143*** |
−0.136*** |
平均每月收入 |
|
|
|
9.272*** |
企业职工养老保险(参考组：是) |
|
|
|
|
否 |
|
|
|
−0.693*** |
机关事业保险(参考组：是) |
|
|
|
|
否 |
|
|
|
−1.103*** |
城乡居民基本养老保险(参考组：是) |
|
|
|
|
否 |
|
|
|
−0.183 |
居家养老服务补贴(参考组：是) |
|
|
|
|
否 |
|
|
|
−0.752 |
_cons |
−2.768*** |
−3.127*** |
2.139* |
4.256*** |
样本量 |
10,705 |
10,705 |
10,705 |
10,705 |
AIC |
8362.393 |
8334.599 |
8171.508 |
8051.821 |
BIC |
8457.013 |
8472.890 |
8353.470 |
8270.175 |
注：*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001。
(三) 多重共线性检验
对模型中各自变量进行的多重共线性检验结果如表6所示。方差膨胀因子(VIF)是判断变量间是否存在严重共线性问题的常用指标，通常认为当VIF值大于10时，共线性问题可能对模型估计产生严重影响。从检验结果来看，所有变量的VIF值均远低于10这一临界值，其中最大的VIF值为3.36 (企业职工养老保险)，最小的接近1 (如配偶的父母同住为1.01)。全部变量的平均VIF为1.57，这一结果表明，模型中所纳入的自变量之间不存在严重的多重共线性问题，前述回归分析的结果是稳定且可靠的。
具体观察各变量的VIF值，自评健康变量组和养老保险变量组的VIF值相对略高，这符合理论预期——不同健康状态之间、不同养老保险类型之间本身就存在一定的内在关联与互斥性。但即便如此，这些变量的VIF值也完全处于可接受的范围内。其余绝大多数代表家庭结构与个体特征的变量，其VIF值均接近1，进一步印证了模型变量选取的合理性。因此，我们可以确信，回归模型中各解释变量的系数能够较为准确地反映其对老年人助洁服务购买意愿的独立影响。
Table 6. Multicollinearity test results
表6. 检验多重共线性结果
变量名 |
VIF |
1/VIF |
性别 |
1.04 |
0.961334 |
年龄组 |
|
|
70~79岁 |
1.23 |
0.815530 |
80岁以上 |
1.35 |
0.738818 |
文化程度 |
|
|
私塾或扫盲班 |
1.16 |
0.862349 |
小学 |
2.16 |
0.463074 |
初中 |
2.40 |
0.417118 |
高中或中专 |
2.04 |
0.489561 |
大专 |
1.28 |
0.780295 |
本科及以上 |
1.06 |
0.946451 |
婚姻状况 |
1.03 |
0.966851 |
政治面貌 |
1.10 |
0.910879 |
户口 |
2.01 |
0.497790 |
配偶同住 |
1.49 |
0.670762 |
儿子同住 |
1.34 |
0.747528 |
女儿同住 |
1.10 |
0.910695 |
父母同住 |
1.02 |
0.979595 |
配偶的父母同住 |
1.01 |
0.989836 |
保姆同住 |
1.03 |
0.969744 |
自评健康 |
|
|
比较健康 |
3.21 |
0.311071 |
一般 |
3.25 |
0.307390 |
比较不健康 |
1.75 |
0.569816 |
很不健康 |
1.12 |
0.894639 |
无法回答 |
1.03 |
0.971663 |
慢性病 |
1.16 |
0.861748 |
平均每月收入 |
1.01 |
0.994035 |
企业职工养老保险 |
3.36 |
0.297751 |
机关事业养老保险 |
1.33 |
0.749451 |
城乡居民基本养老保险 |
2.32 |
0.431122 |
居家养老服务补贴 |
1.01 |
0.986849 |
Mean |
VIF |
1.57 |
5. 结论
本研究基于计划行为理论框架，利用全国性微观调查数据，系统考察了社区老年人助洁服务购买意愿的关键影响因素。实证分析表明，老年人的购买决策是一个由“能不能”“该不该”和“想不想”三个维度共同塑造的复杂过程。
首先，经济保障与健康状况构成的“感知行为控制”是决定购买意愿的核心。研究发现，月收入水平对购买意愿具有压倒性的正向影响，而拥有企业职工养老保险或机关事业单位养老保险的老年人表现出显著更强的支付意愿。与此同时，自评健康状况越差的老年人购买意愿越强，这印证了身体机能下降产生的客观需求是触发服务消费的基础动因。
其次，家庭结构所承载的“主观规范”呈现出复杂的影响机制。与女儿同住和已有保姆同住显著提升了购买意愿，表明家庭网络既能成为服务信息的传播渠道，也能通过既有服务体验降低心理门槛。值得注意的是，传统认为会削弱服务需求的“儿子同住”效应在本研究中并不稳定，暗示家庭养老观念正在经历深刻变迁。
最后，个体特征所塑造的“行为态度”同样不容忽视。教育程度的提升持续强化购买意愿，凸显了观念开放程度对服务接受度的关键作用。城乡户口带来的显著差异则反映了养老服务市场发展的结构性不平衡。
本研究主要从需求侧视角探讨老年人购买意愿，未纳入社区养老服务设施供给情况等供给侧变量，这可能导致对影响因素的估计存在一定偏差。未来研究可结合供给侧数据进一步分析。
6. 建议
基于前述实证分析结果与理论框架，本研究提出以下三方面具体建议：
(一) 强化经济保障，实施精准化补贴政策
研究发现，经济资源是制约老年人购买意愿最根本的因素。当前养老服务补贴覆盖率极低(0.38%)的现状，严重限制了政策效能的发挥。建议民政、财政部门协同合作，建立以“收入–健康”双维度为核心的精准识别机制。一方面，将补贴政策向低收入老年群体，特别是仅依靠城乡居民基本养老保险的老年人倾斜，缓解其支付能力不足的问题。这实质上是将郝勇(2022)提出的“补贴能直接激励购买”的结论，从理论推向精准化实践。另一方面，应优先将中度以上失能、自评健康不佳的老年人纳入补贴范围，使政策资源与张鑫龙(2023)所强调的健康需求真正匹配。补贴形式可探索“服务券 + 现金补贴”的组合方式，赋予老年人更大的消费选择权，直接提升其“感知行为控制”水平。
(二) 革新宣传策略，引导社会化养老观念
实证结果表明，家庭网络(主观规范)和个体观念(行为态度)深刻影响决策。为此，宣传引导工作需告别粗放模式，转向精细化、场景化沟通。首先，应利用家庭网络中的关键影响者。本研究揭示女儿同住对意愿有显著正向影响，这表明女儿在家庭中往往是新观念的介绍者和服务的推荐者。宣传材料与社区活动应有针对性地传递给作为“中间一代”的子女，特别是女儿，通过他们化解老年人的顾虑，传递助洁服务的专业价值。其次，传播内容应超越功能宣传，注重价值沟通。对于文化程度较高的老年人群体(本研究证实其意愿显著更强)，应强调服务的专业性、便捷性与对生活品质的提升；对于观念传统的群体，则可借助社区内已使用服务且评价积极的服务体验分享者进行示范，通过真实的邻里效应打破家务是私事的传统观念，重塑“购买服务是现代化、有远见的养老选择”这一积极社会规范。
(三) 优化服务供给，推动产品适老化与渠道便捷化
养老服务企业是将“潜在需求”转化为“有效需求”的关键执行者。首先，服务设计必须贴合高龄人群特征。企业可参照本研究中不同年龄组、健康状况的意愿差异，开发“基础保洁”、“深度保洁”、“康复期专项保洁”等梯度化产品，满足从低龄活力老人到高龄失能老人的多元化需求。其次，简化购买与使用流程至关重要。复杂的预约、支付和售后流程会严重削弱老年人的“感知行为控制”。企业应设立清晰的老年人服务专线，推广子女代订、社区代办等模式，并确保服务人员具备与老年人沟通的耐心与技巧，从而降低消费过程中的所有非经济性障碍。最终目标是让老年人不仅“买得起”，更觉得“买得值、买得方便、用得放心”。
由此可见，提升社区老年人助洁服务购买意愿是一项系统工程，需要政策、宣传与市场供给三方协同发力。通过精准补贴筑牢经济基础，通过观念引导软化社会心理阻力，再通过优化供给扫清使用障碍，方能真正破解实际消费意愿偏低的困境，推动老年服务市场从潜力市场走向繁荣现实。