1. 引言
根据第七次全国人口普查公报，全国人口中60岁及以上人口约为2.6亿人，占18.70%，其中65岁及以上人口约为1.9亿人，占13.50%，并且预计2035年左右，60岁及以上老年人口在总人口中的占比将超过30%，中国将进入重度老龄化阶段[1]。中国老龄化呈现出数量多、速度快、差异大、任务重的形势与特点，而我国养老形成了“9073”养老格局，97%左右的老年人养老要依靠家庭或社区[2]。
在老龄化进程加快和农村空心化双重背景之下，农村老年人养老问题日益突出。在家庭养老功能弱化、社会养老尚未完善的双重困境之下，互助养老作为一种低成本的养老模式应运而生，引起社会各地开展互助养老模式实践探索，为农村老年人养老提供新的养老方式。但在实际开展农村互助养老模式过程中逐渐显现出一些问题。针对这些问题，本文从实然角度出发探究农村地区互助养老推行的影响因素，了解农村地区互助养老的困境，进而从各影响因素出发探究农村互助养老模式进一步推行的综合实践路径。
2. “互助养老”模式研究现状及现实困境
“互助养老”模式发源于西方发达国家，对该主题的研究，最早由国外学者开始进行，随后国内学者也对其进行研究，研究内容主要从以下三个方面展开。
2.1. “互助养老”基本内涵
当前主流话语下的“互助养老”一词成为一个广义性的概念，包含了不同层面的内容：既有基础语义下的老年人群体内部的互助共老、抱团养老，也有“时间银行”互助养老这种强调不同代际之间的互助和服务循环的模式，还有一定行政区范畴内泛群体的互助参与动员。其整体上被定义为，长期共同居住于一定区域范围内的人，以自愿自发、互助友爱、相互扶持等为原则，身体健朗的低龄老年人与体弱高龄老年人之间互相帮衬接济，或年轻人为老年人提供精神层面物质层面的服务帮助等的一种养老模式[3] [4]。
2.2. “互助养老”实施的理论依据
关于互助养老模式实施的理论依据较为充分，其中较为著名的是“时间银行”理论。该理论由日本水岛照子初次提出并发起运动，后由美国的埃德加·卡恩博士进行系统的理论阐述，他认为许多社会组织的缺点是不愿意接受他们帮助对象的帮助，他把这种方法称为“基于赤字的社会服务方法”。互助养老离不开参与者对于组织者的信任，在信任转移与社会支持理论视角，国外学者Leung Wilson K.S.等构建了基于信任转移和社会支持理论的综合框架，解释线下和线上的信任来源如何在短时间接触之后影响个人对非政府组织的迅速信任和随后的亲社会行为[5]。
2.3. “互助养老”当下实施困境
在互助养老模式实际推行过程中，仍然存在政策设计不够完善、法规普适性较差、模式运营机制保障性相对较弱等问题，伴随着互助养老发展资金有限、来源渠道单一、基础设施建设薄弱、互助服务内容单一、老年人参与渠道不够畅通等现实困境[6] [7]，由此带来了多地互助养老模式进行试点后不久便后继无力、难以长久持续的问题。也有学者指出，互助养老还面临着由于农村地区发展落后，劳动力与人才流失严重而带来的管理人才与医疗人才的缺乏；从新型城镇化的研究角度出发来看，互助养老发展又存在着农村老年人养老观念较为落后，对互助养老认识相对较片面消极，不愿意参与互助养老的问题，这也阻碍着互助养老模式的进一步发展[8] [9]。
已有研究在针对互助养老模式推行的困境开展调查分析时，普遍发现持续性差是制约着互助养老模式推行的一个主要因素，多地进行试点时出现后继无力、难以长期维持的状况。针对这一问题，许多研究成果中解决措施集中于宏观分析层面，本文则期望通过聚焦农村，围绕老年人现实境况展开意愿调查分析，从而提出相关建议。
3. 本研究实施所设置的调查对象与方法
3.1. 调查对象
除了一些众所周知的英文缩写，如IP、CPU、FDA，所有的英文缩写在文中第一次出现时都应该给出其全称。文章标题中尽量避免使用生僻的英文缩写。
3.2. 调查方法
在2024年4月，本研究通过分层抽样的方法，在镇江市京口区、丹徒区随机走访对其中农村老年人进行问卷调查，共发放问卷230份，回收有效问卷201份，有效回收率为87.39%。
3.3. 统计学分析
本研究通过SPSS 26.0实现数据的处理与分析，运用卡方检验、二元Logistic回归模型等统计学方法分析影响互助养老参与意愿的因素。在P < 0.05或P < 0.1时，差异具有统计学意义。
4. 数据统计分析结果
4.1. 描述性统计
本次调查收集的201份有效问卷中，男性135人(67.16%)，女性64人(31.84%)；子女数量为1的老年人有91人(45.27%)，占比最多；完全不能自理的老年人仅有3人(1.49%)；与子女同居的老年人有91人(45.27%)，与子女分居但与配偶同居的老年人有84人(41.79%)；养老生活有明显压力的在有关互助养老的问题上，了解互助养老的人有198人(98.51%)，非常不愿意参与互助养老的人有29人(14.43%)。具体详细数据情况如表1。
Table 1. Sample statistical characteristics (n = 201)
表1. 样本统计特征(n = 201)
变量名称 |
二分处理 |
样本数(人) |
比重(%) |
性别 |
|
|
|
男 |
男 |
135 |
67.16% |
女 |
女 |
64 |
31.84% |
子女数量 |
|
|
|
0个 |
无子女 |
11 |
5.47% |
1个 |
有子女 |
91 |
45.27% |
2个 |
80 |
39.80% |
3个及以上 |
19 |
1.49% |
生活来源 |
|
|
|
自己收入 |
生活来源是自己 |
143 |
71.14% |
子女 |
生活来源不是自己 |
45 |
22.39% |
其他 |
13 |
6.47% |
居住状况 |
|
|
|
与子女同居 |
与子女同居 |
91 |
45.27% |
独居 |
不与子女同居 |
12 |
5.97% |
与配偶同居 但与子女分居 |
84 |
41.79% |
养老院 |
13 |
6.47% |
其他 |
1 |
0.50% |
养老压力 |
|
|
|
无明显压力 |
无明显压力 |
60 |
70.15% |
有明显压力 |
有明显压力 |
141 |
29.85% |
自理状况 |
|
|
|
能自理 |
无自理障碍 |
169 |
84.08% |
有行动障碍 但能自理 |
有自理障碍 |
29 |
14.43% |
不能自理 |
3 |
1.49% |
了解程度 |
|
|
|
了解 |
了解 |
198 |
98.51% |
不了解 |
不了解 |
3 |
1.49% |
参与意愿 |
|
|
|
非常愿意 |
愿意 |
15 |
7.5% |
比较愿意 |
34 |
16.92% |
一般 |
80 |
39.80% |
比较不愿意 |
不愿意 |
43 |
21.39% |
非常不愿意 |
29 |
14.43% |
4.2. 变量赋值
本研究自变量为性别、有无子女、是否与子女同居、生活来源是否是自己、有无自理障碍、养老生活有无明显压力，因变量为互助养老参与意愿，在二元Logistic回归模型应用过程中，对各变量赋值如下表2。
Table 2. Variable assignment table
表2. 变量赋值表
变量 |
变量名称 |
变量类型 |
变量赋值 |
x1 |
性别 |
自变量 |
“男” = 1；“女” = 0 |
x2 |
有无子女 |
自变量 |
“有子女” = 1；“无子女” = 0 |
x3 |
是否与子女同居 |
自变量 |
“与子女共同居住” = 1；“不与子女共同居住” = 0 |
x4 |
生活来源 |
自变量 |
“生活来源是自己” = 1；“生活来源不是自己” = 0 |
x5 |
自理障碍 |
自变量 |
“有自理障碍” = 1；“无自理障碍” = 0 |
x6 |
养老生活压力 |
自变量 |
“有明显压力” = 1；“无明显压力” = 0 |
y |
参与意愿 |
因变量 |
“愿意” = 1；“不愿意” = 0 |
4.3. 卡方检验与二元Logistic回归分析结果
在本研究所收集的数据中，对自变量分别逐个进行与卡方检验单因素回归分析，结果见表3。
Table 3. Single factor analysis results
表3. 单因素分析结果
变量 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
卡方值 |
显著性P |
Exp (B) |
性别 |
0.230 |
0.344 |
0.446 |
1 |
0.447 |
0.504 |
1.258 |
常量 |
0.981 |
0.276 |
12.594 |
1 |
|
0.000 |
2.667 |
有无子女 |
2.271 |
0.700 |
10.539 |
1 |
14.517 |
0.001 |
9.691 |
常量 |
−0.981 |
0.677 |
2.099 |
1 |
|
0.147 |
0.375 |
是否与子女同居 |
−0.744 |
0.334 |
4.958 |
1 |
5.060 |
0.026 |
0.475 |
常量 |
1.504 |
0.247 |
37.019 |
1 |
|
0.000 |
4.500 |
自理障碍 |
0.166 |
0.463 |
0.129 |
1 |
0.129 |
0.719 |
1.181 |
常量 |
1.107 |
0.178 |
38.644 |
1 |
|
0.000 |
3.024 |
生活来源 |
−0.436 |
0.385 |
1.283 |
1 |
1.296 |
0.257 |
0.647 |
常量 |
1.452 |
0.335 |
18.800 |
1 |
|
0.000 |
4.273 |
养老压力 |
0.658 |
0.344 |
3.657 |
1 |
3.721 |
0.056 |
1.931 |
常量 |
0.693 |
0.274 |
6.406 |
1 |
|
0.011 |
2.000 |
其中，Exp (B)代指优势比(odd ratio, OR)，表示自变量对因变量的影响程度；B < 0代表因变量xi对自变量y呈负相关关系，B > 0代指因变量与自变量呈正相关关系。由此，可以从上表读出，x2、x3在P < 0.05时对参与意愿存在显著影响，x6在P < 0.1的水平下对参与意愿存在具有统计学意义的显著影响。
本研究将对参与意愿有统计学意义的自变量一起进行多因素回归分析，结果如表4所示。
Table 4. Multi factor analysis results
表4. 多因素分析结果
项目 |
B |
标准误差 |
瓦尔德 |
自由度 |
显著性 |
Exp(B) |
有无子女 |
2.092 |
0.715 |
8.569 |
1 |
0.003 |
8.102 |
是否与子女同居 |
−0.675 |
0.348 |
3.766 |
1 |
0.052 |
0.509 |
养老压力 |
0.524 |
0.364 |
2.079 |
1 |
0.149 |
1.689 |
常量 |
−0.830 |
0.742 |
1.254 |
1 |
0.263 |
0.436 |
如表3和表4所示，在P < 0.05的水平下，有无子女对互助养老参与意愿呈正相关，发现有子女的老年人更愿意参与互助养老；而在P < 0.1的水平下，是否与子女同住与互助养老参与意愿呈负相关，发现不与子女同住的老年人更愿意参与互助养老模式；有无明显养老生活压力显著性大于0.1，其作用不具有统计学显著影响，发现在多因素分析中同时纳入变量x2、x3时，x6失去了显著作用。
5. 研究结论
5.1. 江苏省农村互助养老参与意愿现状
经过调查和交流，对互助养老有了解的老年人与不了解农村互助养老的老年人相比更愿意参与到互助养老中来，这与余意[10]在广东省城市的调查结论相同。互帮互助、相互救济在我国是美好的品德，老年群体之间的互相帮助有利于提高老年群体生活质量，知是行之始，若要在老年群体中落实和推广，必须要加强老年群体对农村互助养老的认知，增强互帮互助的意识，提高农村老年人对该模式的信任和认可。
5.2. 农村老年人互助养老参与意愿受多个因素影响
对总共7个自变量进行单因素Logistic回归分析，最终有3个变量对于江苏省农村地区互助养老的意愿具有显著性影响，但通过将三个变量纳入多因素回归分析时，发现“养老生活有无明显压力”失去了统计学的显著性影响。据此，可以得出以下对互助养老意愿具有显著影响的因素。
5.2.1. 有子女的老人更加支持互助养老
研究结果表明，有子女的老年人对参与互助养老的意愿比无子女的要高。在我国悠久的孝道文化与当前孝亲敬长社会环境下，老年人若有子女，则更有利于其在物质、心理和精神需求等多方面得到满足与支持。生活起居方面有子女帮忙照顾和打理时，老年人的空闲时间和精力相对较充足，更倾向于在社会交往层面寻求自我实现与情感满足，参与互助养老与同龄人相聚相处的意愿倾向也更强；同时得到子女生活支持的老年人一般拥有较稳定的经济状况，更有能力去帮助其他老年人，这类老年人通常更愿意参与社区活动，或投身于互助养老服务供给的志愿活动，这与庄倩文的观点不谋而合[11]。
5.2.2. 没有与子女同居的老人更愿意参与互助养老
与子女不同居的老年人，缺少子女的沟通和陪伴，更容易感到寂寞空虚，所以这类老年人相比于自己在家养老，更愿意通过参与互助养老来充实生活，获取情绪等多方面的社会支持。随着社会发展和小家庭的生活方式盛行，大部分子女离开农村，弱化了家庭对老年人生活照顾的功能。同时，老年人不与子女同居，从子女身上得到的照顾和情感上的支持减少，所以老年人获取外部情感支持的需求与意愿增加，更希望参与农村互助养老模式去充实自己的生活、丰富自己的情感[10]。并且农村互助养老也能在实质上提高老年人的生活质量，在子女不在身边的时间提供更及时的基础性帮助，所以不与子女同居的老年人更倾向于参与农村互助养老模式。
5.2.3. 养老生活压力明显的老年人或许并非更需要互助养老
农村老年人的养老生活如果有明显的压力，则对于参与农村互助养老模式的意向更强烈。但纳入多因素回归分析时失去了统计学的显著性影响，那么推测前两种变量对该因素产生了一定的影响。若农村老年人有子女，则老年人会从子女那里得到物质或精神支持；若老年人与子女同居，子女对老年人生活起居等方面会有更及时的帮助。老年人有子女以及与子女同居，在一定程度上也能缓和老年人养老生活的压力，进而对第三种变量产生影响。但是农村老年人对于自己的生活有压力，身体状况较差，生活行动能力较弱，在生活中如果出现突发状况，则更需要其他人在经济和生活照顾方面的帮助和支持，由此使之产生较强的参与意愿；而自理能力较好的老年人更容易有时间和精力参与社交活动，获得自我价值感，与其他老年人建立好的关系和丰富自己的生活[12]。
6. 引导互助养老推行的现实建议
6.1. 引导养老的互助意识
研究数据表明，农村中老年人对互助养老的了解程度较高，但是仍然有35.82%的农村老年人不愿意或比较不愿意参与互助养老。因此，在宣传互助养老相关模式时除了基本的认识了解，还应为老年人深入讲解互助养老对社会经济、民生福祉等方面的作用，采用丰富多样的宣传形式和易理解的宣传内容，结合国家的养老政策理论和农村老年人实际，制作接地气的宣传作品，减少农村老年人的担心，提高老年人对互助养老的参与度，从而推动互助养老的发展。同时通过建设、提供互助养老模式实现的基础设施等实际行动来吸引老年人参与进来，进而增强农村老年人对互助养老的信任，引导老年人在养老方面的互助意识，形成良好的互助互济的氛围[10]。此外，还要考虑从思想方面帮助老年人改变“养儿防老”的传统思想观念，鼓励农村老年人走入农村大家庭中，提高老年人参与互助养老的积极性。
6.2. 完善互助养老服务体系
在调查过程中发现不少地区互助养老的基础建设不完善，仍处于萌芽阶段，没有完善的养老服务制度体系。要加快推进互助养老的落实，必须要完善互助养老政策体系，并且为互助养老模式提供合理和科学的规划。国家应将互助养老纳入我国的养老社会保障体系，对于不同的地区提供资金支持，因地制宜，明确不同地区的互助养老机构及运营管理的细则和标准。同时，良好的农村硬件环境和农村服务满意程度有助于改善老年人之间生疏的关系，也能减轻顾虑。所以要整合以及优化农村现有的资源，提供社交活动场所，完善基础设施建设。其次也要加强专业化人员的培养，为老年人提供更优质到位的服务水平。
6.3. 建立以需求为导向的识别机制
根据回归分析得出，有无子女、是否与子女同居、养老生活有无明显压力对农村老年人互助养老参与意愿具有显著影响。这三种因素都涉及了农村老年人自身的个人特征，所以不同的家庭背景和个人状况的老年人对于互助养老服务有不同的评判标准，有部分老年人在调查过程中也表示担心照顾不周到以及面对模式未知的各种顾虑，而对参与农村互助养老产生抗拒心理。
针对农村养老互助的推行，必须要解决大部分老年人缺乏服务技能，而无法为其他人提供个性化高质量服务的缺陷。要以农村老年人的需求为导向，聚焦目标群体[6]，定期开展基本服务的培训，精准响应养老服务需求，即时动态调整互助养老内容设置，完善基础设施等适老化改造[13]。在开展农村调查工作时，也要求针对不同老年人要做到细致的了解群体性特征，因地制宜，充分利用当地各类资源，为老年人提供人性化多元化的互助服务。同时，可以在当地乡镇政府的主导下建立激励机制，吸引社会人士进入农村互助养老的体系，加强对养老服务的专业化管理，为农村互助养老提供有特色、针对性、专业化的服务供给后备人力资源，促进互助养老的可持续性建设。
7. 结语
随着我国老龄化进程的加快，解决农村老年人养老问题已成燃眉之急；本次研究通过卡方检验与二元Logistic回归分析，得出“有无子女”“是否与子女共同居住”“养老生活压力”三类变量对于农村老年人参与互助养老意愿的具有显著影响。据此，在推进互助养老工作时可以通过深度了解老年人的个人特征，更好地提供差异化的服务，提高服务的质量和针对性，从而调动农村老年人参与互助养老的积极性，促进社会互助养老服务的建设及发展。个人也可以为其他需要帮助的老年人提供帮助和支持，主动关心、陪伴和照顾他们，为他们提供实际的帮助，提高农村老年人的幸福感，用行动证明农村互助养老模式的可行性，从而鼓励农村老年人加入农村互助大家庭当中来。
基金项目
国家自然科学基金面上项目“基于居民主动利用的基层卫生服务价值实现机制与提升策略研究”(72274081)。