丁繼紅，王一凡，劉曉敏

(1 南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071； 2 埃森哲(中國(guó))有限公司，北京 100020)

1 引言

老齡化指中老年人口占總?cè)丝诒戎剡_(dá)到一定比例并不斷提高的過(guò)程， 當(dāng)前中國(guó)人口老齡化的進(jìn)程尤為迅速，截止2016年底，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局抽樣人口調(diào)查60歲以上老年人占總?cè)丝诒瘸^(guò)16.6%，現(xiàn)在的中國(guó)，平均每4秒就新增一位60歲以上老年人。據(jù)預(yù)測(cè)，到2050年中國(guó)的老年人口將達(dá)到4.8個(gè)億，占全球老年人口近四分之一(1)《中國(guó)老齡產(chǎn)業(yè)發(fā)展報(bào)告(2014)》。

基數(shù)巨大的老年人數(shù)量、發(fā)展迅速的老齡化進(jìn)程給我國(guó)醫(yī)療、養(yǎng)老和相關(guān)社會(huì)服務(wù)領(lǐng)域都帶來(lái)了巨大的挑戰(zhàn)，家庭與社會(huì)兩方面都面臨著老齡化帶來(lái)的壓力。健康老齡化是緩解人口老齡化壓力的關(guān)鍵，因此對(duì)于老年人身體健康狀況的深入研究顯得更加重要。老齡健康受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和自身行為等諸多因素的影響，包括生活方式(李婷，2011)、受教育情況(劉生龍，2017)、城鄉(xiāng)差異(李建新和劉保中，2015)、經(jīng)濟(jì)水平(劉寶霞，2017)以及性別(周全湘等，2018)等特征。此外，養(yǎng)老模式也是非常重要的因素，本文將著重研究養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響。

綜合現(xiàn)有的對(duì)養(yǎng)老模式的研究結(jié)果，可以將養(yǎng)老模式的內(nèi)涵概括為兩方面的內(nèi)容，一是與何人生活在一起，可細(xì)分為五種形式：獨(dú)居、與配偶共同居住、多代合住、和沒(méi)有親緣關(guān)系的人一起居住和養(yǎng)老院居住。二是照護(hù)資源由何處獲得，可以細(xì)分為居家照護(hù)、社會(huì)照護(hù)和社區(qū)照護(hù)三種(陳賽權(quán)，2000；謝琦，2018)。在中國(guó)的具體實(shí)踐中，老年人獲得照護(hù)的對(duì)象往往與其選擇的居住方式相一致，居住在家里的同時(shí)集中獲得社會(huì)照護(hù)的情況十分少見(jiàn)，因此在本文中對(duì)老年人養(yǎng)老模式的探討是基于其居住模式的。

英文文獻(xiàn)中，最早將養(yǎng)老模式作為影響健康的因素納入研究范圍的是Zunzunegui et al.(2001)，該文利用西班牙的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)多代合住能夠?yàn)槔夏耆颂峁┣楦形拷迮c工具性支持，喪偶后與子女同住的老年人表現(xiàn)出比喪偶后獨(dú)居者更好的健康狀況和心理狀態(tài)。Hughes & Waite(2002)、Lund et al.(2002)、Gu et al.(2007)、Chen & Short(2008)以及Li et al.(2009)先后分析了獨(dú)居、與配偶共同居住、與子女共同居住、與配偶及子女共同居住、與他人共同居住以及養(yǎng)老院居住共6種居住模式對(duì)老年健康的影響，發(fā)現(xiàn)與配偶共同居住最有利于老年人的健康狀況，與子女共同居住利于老年人的自評(píng)健康，而獨(dú)居老人在日常生活能力上表現(xiàn)得最好，與其他人共同居住最不利于老年人健康。

中文文獻(xiàn)中,多數(shù)研究?jī)H涉及老人健康的某個(gè)方面，如日常生活自理能力或老年人自評(píng)健康水平等，或者將養(yǎng)老模式將僅區(qū)分為獨(dú)居及非獨(dú)居，或家庭居住及養(yǎng)老機(jī)構(gòu)居住兩種。鄧穎等(2002)探討了養(yǎng)老模式對(duì)生存質(zhì)量SF-12的8個(gè)分維度的影響，發(fā)現(xiàn)其對(duì)活力狀況、社會(huì)功能、一般健康狀況、生理職能、身體疼痛的影響有顯著性；劉宏等(2011)利用兩期CLHLS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)獨(dú)立且獨(dú)立居住的老年夫妻在健康和主觀幸福感方面均有明顯優(yōu)勢(shì)，依靠子女或政府補(bǔ)助作為主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源的老年人表現(xiàn)出最差的健康水平；張莉(2015)研究發(fā)現(xiàn)，同與他人共同居住的老年人相比，獨(dú)自居住或住在機(jī)構(gòu)中的老人更易持有消極情緒，而良好的代際關(guān)系能促進(jìn)機(jī)構(gòu)中的老年人的積極情緒并削弱其消極情緒，進(jìn)而提升老年人的主觀幸福感；王軍等(2015)隨機(jī)選取2014年6月—2015年6月來(lái)該門(mén)診部進(jìn)行治療的家庭養(yǎng)老與社會(huì)養(yǎng)老模式下的老年人各98例，采用文獻(xiàn)資料法及問(wèn)卷調(diào)查法等方法，對(duì)這196例老年人的心理健康狀況進(jìn)行訪(fǎng)問(wèn)調(diào)查，發(fā)現(xiàn)家庭養(yǎng)老模式下老年人的記憶力良好、興趣愛(ài)好廣泛、經(jīng)常體育鍛煉、自我認(rèn)可和身體狀況良好等方面的表現(xiàn)，明顯優(yōu)于社會(huì)養(yǎng)老模式下的老年人；丁繼紅和董旭達(dá)(2017)重點(diǎn)探討了兼顧居住模式和經(jīng)濟(jì)來(lái)源的二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響及其城鄉(xiāng)差異，結(jié)果顯示，養(yǎng)老模式對(duì)城鄉(xiāng)老齡健康的影響存在異質(zhì)性：與子女合住對(duì)農(nóng)村老人的健康有顯著促進(jìn)作用，在此基礎(chǔ)之上獲得子女的贍養(yǎng)可進(jìn)一步提高農(nóng)村老人的健康，然而老人經(jīng)濟(jì)來(lái)源和居住模式上的雙重獨(dú)立對(duì)城市老人的健康十分有益；范國(guó)斌等(2018)利用2013年CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)，重點(diǎn)分析了家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老及其不平等程度對(duì)于農(nóng)村60歲及以上老年人健康的影響，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭養(yǎng)老和社會(huì)養(yǎng)老均對(duì)老年人健康有明顯的正向促進(jìn)作用，家庭養(yǎng)老對(duì)健康的邊際效應(yīng)高于社會(huì)養(yǎng)老對(duì)健康的邊際效應(yīng)，相比二者對(duì)軀體健康的影響，對(duì)精神健康的影響更為顯著。但也有學(xué)者認(rèn)為與子女共同居住不利于改善老年人健康，這可能是由于共同居住會(huì)引發(fā)家庭成員之間的緊張關(guān)系，甚至是沖突或其他消極的交往形式，進(jìn)而降低老年人的主觀幸福感。楊華和歐陽(yáng)靜(2013)通過(guò)研究中部地區(qū)農(nóng)村老年人自殺現(xiàn)象發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)村主流的家庭養(yǎng)老方式使得老年人對(duì)子女的贍養(yǎng)高度依賴(lài)，進(jìn)而被迫進(jìn)入農(nóng)村的競(jìng)爭(zhēng)體系，被代際分工而剝削，甚至導(dǎo)致自殺的慘烈結(jié)果。

本文構(gòu)建了老年人健康需求和養(yǎng)老模式需求的理論模型，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)數(shù)據(jù)，建立有序Probit模型，創(chuàng)新性地以獨(dú)居老人為對(duì)照組，區(qū)分了獨(dú)居、與家人共同居住和養(yǎng)老院居住三種最典型的養(yǎng)老模式，探討與家人合住以及機(jī)構(gòu)居住與老年人獨(dú)居相比，對(duì)老年人健康的影響，并對(duì)比了解釋變量對(duì)于城鄉(xiāng)老年人健康的不同影響機(jī)制。為全面評(píng)估老年人健康水平，本文同時(shí)考察包括自評(píng)健康水平與自評(píng)生活狀況在內(nèi)的主觀健康和包括日常生活自理能力與智力狀態(tài)在內(nèi)的客觀健康。為了消除養(yǎng)老模式選擇中可能存在的內(nèi)生性，文章進(jìn)一步地選擇“子女個(gè)數(shù)”及“省內(nèi)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量”作為工具變量，建立2SLS模型。

2 理論基礎(chǔ)

基于Grossman(1972)健康需求理論,本文構(gòu)建了老年人健康需求和養(yǎng)老模式需求的模型。老年人進(jìn)入老年階段后，其目標(biāo)是最大化今后的效用之和U，它受到老人當(dāng)期消費(fèi)Ct、健康Ht、養(yǎng)老模式Lt、效用的折舊率ρ以及死亡時(shí)間T的影響。

(1)

其中Mt為t期使用的醫(yī)療服務(wù)，它是健康需求的引致需求。t=0時(shí)，老年階段開(kāi)始；當(dāng)Ht≤Hmin時(shí)，死亡發(fā)生，因此T滿(mǎn)足：HT+1≤Hmin

老年人t期的健康Ht取決于上期健康Ht-1、健康折舊率δt、健康投資It。

Ht=(1-δt)Ht-1+It

(2)

其中，健康投資It是醫(yī)療服務(wù)的使用Mt、養(yǎng)老模式Lt和健康行為Zt的函數(shù)。

It=I(Mt,Lt,Zt)

(3)

老年人的預(yù)算約束是各期消費(fèi)支出、醫(yī)療服務(wù)支出和養(yǎng)老模式支出總和的現(xiàn)值，不大于老年人初始財(cái)富與各期收入現(xiàn)值之和。

(4)

3 數(shù)據(jù)與變量

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心/國(guó)家發(fā)展研究院組織的老年人追蹤調(diào)查CLHLS數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是針對(duì)老年人的多學(xué)科、大范圍的追蹤調(diào)查，內(nèi)容涉及老人個(gè)人及家庭基本狀況，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)背景及家庭結(jié)構(gòu)，對(duì)本人健康狀況與生活質(zhì)量狀況的自我評(píng)價(jià)，性格心理特征，認(rèn)知功能，生活方式，日?；顒?dòng)能力，經(jīng)濟(jì)來(lái)源，經(jīng)濟(jì)狀況，生活照料，生病時(shí)的照料者，能否得到及時(shí)治療與醫(yī)療費(fèi)支付者等九十幾個(gè)問(wèn)題共一百八十多個(gè)子項(xiàng)。該項(xiàng)調(diào)查始于1998年，已公布的追蹤數(shù)據(jù)包括1998年、2000年、2002年、2005年、2008年、2011年和2014年共七期，其基線(xiàn)調(diào)查和跟蹤調(diào)查涵蓋了中國(guó)31個(gè)省、市或自治區(qū)中的23個(gè)，涵蓋區(qū)域的總?cè)丝谠?014年為11.90億，約占全國(guó)總?cè)藬?shù)的87%，具有全國(guó)代表性。

本研究主要采取的是該項(xiàng)目2014年跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，共涵蓋7192組樣本。為保證回歸結(jié)果的有效性，本文對(duì)老年人針對(duì)關(guān)鍵問(wèn)題回答“不知道”“無(wú)法表述”等答案的樣本做缺失處理。在剔除了缺失關(guān)鍵變量的樣本后，最終研究數(shù)據(jù)為3721組。

3.2 變量描述

3.2.1 被解釋變量

本文的被解釋變量為老年人的健康水平，采取了主觀健康與客觀健康兩個(gè)角度來(lái)測(cè)度老年人的健康水平。被解釋變量具體賦值情況及分布如表1所示。

表1 被解釋變量賦值情況及分布

主觀健康是老年人對(duì)自身健康狀況和生活質(zhì)量的主觀評(píng)價(jià)。本文采用自評(píng)健康水平與自評(píng)生活狀況兩個(gè)變量作為衡量老年人主觀健康水平的指標(biāo)。自評(píng)健康水平作為研究老年健康廣泛使用的變量，是老年人對(duì)自身健康狀況的主觀評(píng)價(jià)，既在一定程度上反映了老年人客觀健康水平，也對(duì)老年人的死亡風(fēng)險(xiǎn)有重要的預(yù)測(cè)意義，對(duì)應(yīng)問(wèn)卷中的“您覺(jué)得現(xiàn)在您自己的健康狀況怎么樣”問(wèn)題。自評(píng)生活狀況除了可以反映老年人的對(duì)生活幸福程度的自我評(píng)價(jià)外，能夠從廣義角度衡量老人的心理健康狀況，在問(wèn)卷中對(duì)應(yīng)“您覺(jué)得您現(xiàn)在的生活怎么樣”問(wèn)題。對(duì)兩個(gè)問(wèn)題回答“很不好”、“不好”、“一般”、“好”、“很好”分別被賦值1至5。

客觀健康反映老年人肢體及智力的健康程度。本文采用日常生活自理能力(Activity of Daily Living，ADL)水平與智力狀態(tài)檢測(cè)(Mini-Mental State Examination，MMSE)水平兩個(gè)變量作為衡量老年人客觀健康水平的指標(biāo)。其中，ADL水平是根據(jù)問(wèn)卷中洗澡、穿衣、熟悉、室內(nèi)活動(dòng)、進(jìn)食與上廁所6項(xiàng)日常生活自理能力得出的，六項(xiàng)日常活動(dòng)全部能自理視為日常生活自理能力完好，賦值為4；1～2項(xiàng)日?；顒?dòng)需要幫助視為ADL輕度失能，賦值為3；3～4項(xiàng)日?；顒?dòng)需要幫助視為ADL中度失能，賦值為2；5～6項(xiàng)日?；顒?dòng)需要幫助視為ADL重度失能，賦值為1。認(rèn)知功能水平是根據(jù)問(wèn)卷中“現(xiàn)在是什么時(shí)候，上午，中午，下午還是晚上”等24道簡(jiǎn)易智力狀態(tài)檢查問(wèn)題得出的，該組問(wèn)題綜合考察了受訪(fǎng)者的一般能力、反應(yīng)能力、注意力、計(jì)算能力、回憶能力、語(yǔ)言能力、理解能力與自我協(xié)調(diào)能力等多方面認(rèn)知能力，滿(mǎn)分為30分。得分24分及以上視為認(rèn)知能力完好，賦值為4；得分17～23分視為認(rèn)知能力輕度受限，賦值為3；得分11～16分視為認(rèn)知能力中度受限，賦值為2；得分10分及以下視為認(rèn)知能力重度受限，賦值為1。

3．2．2 解釋變量

本文的解釋變量包括老年人的養(yǎng)老模式、個(gè)人特征、經(jīng)濟(jì)狀況以及家庭關(guān)系情況，分別選取一或多個(gè)具體變量進(jìn)行測(cè)度。

本文主要關(guān)注的解釋變量是老年人的養(yǎng)老模式，對(duì)應(yīng)問(wèn)卷中的“您現(xiàn)在與誰(shuí)居住在一起”問(wèn)題，分為與家人居住在一起、獨(dú)居以及養(yǎng)老院三種方式。本文中以獨(dú)居作為對(duì)照組，分別建立虛擬變量“與家人共同居住”與“養(yǎng)老院居住”，考察與家人共同居住以及機(jī)構(gòu)養(yǎng)老相比獨(dú)居，對(duì)老年人健康的影響。

個(gè)人特征是反映老年人社會(huì)特征以及生活習(xí)慣的一系列變量，包括：(1)性別，具體量化方式為0=女性，1=男性；(2)年齡；(3)民族，量化方式為0=少數(shù)民族，1=漢族；(4)婚姻情況，量化方式為0=未婚、離異、喪偶或已婚但不與配偶共同生活，1=已婚且與配偶一起生活；(5)城鄉(xiāng)情況，量化方式為0=居住在鄉(xiāng)鎮(zhèn)，1=居住在城市；(6)受教育情況，量化方式為0=未接受過(guò)教育，1=接受過(guò)1年及以上的教育；(7)是否吸煙，0=否，1=是(8)是否喝酒，0=否，1=是；(9)是否經(jīng)常鍛煉，0=否，1=是；(10)患有慢性病個(gè)數(shù)。

經(jīng)濟(jì)狀況變量是反映老年人個(gè)人和家庭經(jīng)濟(jì)狀況以及其他經(jīng)濟(jì)相關(guān)變量，包括：(1)自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)情況，量化方式為0=自我感覺(jué)經(jīng)濟(jì)狀況在當(dāng)?shù)貙儆谝话?、比較困難或困難，1=自我感覺(jué)經(jīng)濟(jì)狀況在當(dāng)?shù)貙儆诟辉；虮容^富裕；(2)老年人生活來(lái)源是否夠用，0=不夠用，1=夠用；(3)60歲之前的職業(yè)狀況，0=從事其他職業(yè)(包括務(wù)農(nóng)、無(wú)業(yè)等)，1=從事專(zhuān)業(yè)技術(shù)工作、醫(yī)生、教師、行政管理、職員、工人等職業(yè)；(4)如果生重病，是否能及時(shí)就醫(yī)，0=不能，1=能；(5)是否有醫(yī)療保險(xiǎn)(包括公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))，0=沒(méi)有，1=有；(6)是否有退休金或養(yǎng)老保險(xiǎn)(包括社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)及商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn))，0=沒(méi)有，1=有。

家庭關(guān)系變量主要反映老年人與家人關(guān)系的和諧程度，包括:(1)平時(shí)與誰(shuí)聊天最多，0=平時(shí)與其他人(包括朋友、鄰居、社會(huì)工作者、保姆等，下同)聊天最多或無(wú)人聊天，1=平時(shí)與親人聊天最多;(2)有心事或想法最先向誰(shuí)說(shuō)，0=最先向其他人說(shuō)或無(wú)人可說(shuō)，1=最先向親人說(shuō);(3)遇到問(wèn)題、苦難最先想找誰(shuí)解決，0=最先想找其他人解決或無(wú)人解決，1=最先想找親人解決。

3．2．3 工具變量

為了消除老年人養(yǎng)老模式選擇中可能存在的內(nèi)生性，本文在結(jié)合工具變量選取原則與現(xiàn)有文獻(xiàn)研究成果的基礎(chǔ)上，選取了“子女個(gè)數(shù)”以及“省內(nèi)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量”(2)數(shù)據(jù)來(lái)源：http://www.yanglao.com.cn/兩個(gè)工具變量。對(duì)于子女個(gè)數(shù)，子女個(gè)數(shù)多則能夠更好地分擔(dān)照護(hù)老人的責(zé)任，老年人既可能與其中一個(gè)子女共同居住，也可能獨(dú)居并由子女們輪流照顧；對(duì)于省內(nèi)養(yǎng)老院機(jī)構(gòu)數(shù)量，考慮到子女探望便捷程度，老年人跨省居住養(yǎng)老院的可能性較小，省內(nèi)養(yǎng)老院機(jī)構(gòu)數(shù)量可以衡量老年人選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的便捷程度，進(jìn)而影響老年人選擇養(yǎng)老院居住的可能性。

3．3 描述性統(tǒng)計(jì)

表2展示了全部變量的描述性統(tǒng)計(jì)，在全體樣本的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步區(qū)分了與家人共同居住的老人、獨(dú)居老人和養(yǎng)老院居住老人的變量統(tǒng)計(jì)情況。

樣本中老年人自評(píng)健康水平和自評(píng)生活狀況的平均水平處于“一般”和“好”之間，ADL功能水平與認(rèn)知能力水平平均處于功能完好與輕度失能之間，樣本老人整體主、客觀健康水平均比較健康。與獨(dú)居老人相比，與家人共同居住的老人在主觀健康，即自評(píng)健康水平和自評(píng)生活狀況上表現(xiàn)了優(yōu)勢(shì)，居住在養(yǎng)老院的老人在自評(píng)生活狀況上表現(xiàn)了劣勢(shì)；但另一方面與家人共同居住的老人和居住在養(yǎng)老院的老人在客觀健康，即ADL功能水平和認(rèn)知能力水平方面均處于相對(duì)劣勢(shì)，結(jié)合表1中的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，與家人共同居住和居住在養(yǎng)老院的老人ADL能力和認(rèn)知功能完好的老年人比例均小于獨(dú)居老人。這可能是因?yàn)檫x擇效應(yīng)造成的，日常生活自理能力與認(rèn)知能力失能程度較為嚴(yán)重的老年人喪失了獨(dú)自居住的能力，因此會(huì)更多地選擇與家人共同居住或居住在養(yǎng)老院中。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

養(yǎng)老模式方面，樣本中82.26%的老人選擇與家人共同居住，16.74%的老人選擇獨(dú)自居住，其余0.99%的老人選擇養(yǎng)老院居住，充分反映了我國(guó)家庭觀念濃重、“養(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)理念，同時(shí)也從側(cè)面體現(xiàn)出我國(guó)養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)目前正處于比較初級(jí)的階段，享受機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)的老年人非常有限。

反映老年人個(gè)人特征的變量中，男性占整體樣本的48%，在獨(dú)居老人中男性占38%；老人平均年齡為84.22,即樣本以高齡老人為主，其中居住在養(yǎng)老院的老人平均年齡高達(dá)90；居住在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的老年人占整體老年人的八成，且城市老年人比農(nóng)村老年人更多地選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老作為養(yǎng)老居住模式；無(wú)配偶的老年人近六成，且無(wú)配偶的老年人更多地選擇獨(dú)居或居住在養(yǎng)老院；超過(guò)五成的老年人沒(méi)有接受過(guò)教育；八成多的老年人不吸煙、不喝酒，36%的老年人有鍛煉的習(xí)慣；樣本中老年人平均患1.46個(gè)左右的慢性病。反映老年人經(jīng)濟(jì)狀況的變量中，八成的老人自我感覺(jué)家庭經(jīng)濟(jì)情況不算富裕；八成以上的老年人認(rèn)為自己的生活來(lái)源夠用，大部分老年人在年輕時(shí)從事的是非技術(shù)性職業(yè)；九成以上的老年人在患有重病時(shí)能夠及時(shí)就醫(yī)；九成以上的老年人享受醫(yī)療保障；60%的老年人享有退休金或養(yǎng)老保險(xiǎn)。反映老年人家庭關(guān)系的變量中，八成以上老年人平時(shí)與家人聊天最多，九成以上老人有心事、有想法或遇到問(wèn)題苦難最先向家人說(shuō)，值得注意的是，居住在養(yǎng)老院的老人與家人的溝通與交流明顯少于其他兩種養(yǎng)老模式的老年人，可能是由于居住在養(yǎng)老院缺乏與家人溝通的機(jī)會(huì)，也有可能是家庭關(guān)系緊張的老年人更青睞養(yǎng)老機(jī)構(gòu)養(yǎng)老。

從工具變量看，樣本老年子女個(gè)數(shù)的平均值為4.44，省際養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量加權(quán)平均數(shù)為1146個(gè)。

4 實(shí)證分析

4．1 模型的設(shè)定

本文研究的對(duì)象為老年人的健康狀況，可以細(xì)分為主觀健康與客觀健康兩個(gè)方面，包括自評(píng)健康水平、自評(píng)生活狀況、日常生活能力水平及認(rèn)知功能水平四個(gè)變量，由于本文采用的均為排序變量，因此采取有序Probit作為主要回歸模型，同時(shí)采用最小二乘法(OLS)回歸方法來(lái)對(duì)比檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。

有序Probit模型設(shè)定方法為：

Hi=H(αlivei+βXi+εi)

(5)

其中，Hi為被解釋變量，分別對(duì)應(yīng)自評(píng)健康水平、自評(píng)生活狀況、日常生活能力(ADL)功能水平及認(rèn)知功能水平四個(gè)變量；live為本文最關(guān)注的解釋變量，為老年人的養(yǎng)老模式；Xi為其他一系列解釋變量，包括老年人的個(gè)人特征、經(jīng)濟(jì)狀況、家庭關(guān)系三個(gè)大方面共19個(gè)變量，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。H(*)為某非線(xiàn)性函數(shù)，具體形式為：

(6)

其中，h是H背后存在的不可觀測(cè)的連續(xù)變量，被稱(chēng)為潛變量(Latent Variable)，滿(mǎn)足：

hi*=αlive+βXi+εi，

(7)

μ為待估參數(shù)，被稱(chēng)為切點(diǎn)，滿(mǎn)足μ1<μ2<μ3<……<μj-1。

在有序Probit模型的基礎(chǔ)上，本文同時(shí)建立了OLS模型以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，具體形式為：

Hi=C0+αlivei+βXi+εi

(8)

前文提到過(guò)，養(yǎng)老模式的選擇可能存在內(nèi)生性。原因可能是由于變量存在遺漏性誤差，也有可能是老年人居住選擇與健康程度存在反向因果關(guān)系：身體健康的老人擁有獨(dú)自居住的能力，選擇獨(dú)居的可能性隨之增大；健康水平差的老年人自理能力弱，需要親人或養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的照顧，因此更多地選擇與親人共同居住或居住在養(yǎng)老院中。

本文在一階段回歸的基礎(chǔ)上，采取兩階段最小二乘法(2SLS)，利用工具變量法(Instrumental Variable)消除模型的內(nèi)生性。有效的工具變量需要同時(shí)滿(mǎn)足工具變量相關(guān)性與工具變量外生性，即與內(nèi)生變量相關(guān)，但同時(shí)與殘差項(xiàng)不相關(guān)。結(jié)合前人的研究成果與本文的模型特點(diǎn)，本文選取的工具變量為老年人子女個(gè)數(shù)與省內(nèi)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量。選擇老年人子女個(gè)數(shù)作為工具變量是因?yàn)槭芪覈?guó)“養(yǎng)兒防老”傳統(tǒng)觀念的影響，我國(guó)老年人在晚年時(shí)由子女承擔(dān)起大部分養(yǎng)老責(zé)任，因此子女個(gè)數(shù)更多的老年人在晚年更有可能得到良好的照護(hù)，利于老年人居家養(yǎng)老，老年人既可能與其中一個(gè)子女共同居住，也可能獨(dú)居并由子女們輪流照顧。選擇省內(nèi)養(yǎng)老院數(shù)量是由于考慮到老年人故土難離且子女跨省探視不方便的原因，老年人選擇居住省外養(yǎng)老院的可能性很小，因此省內(nèi)養(yǎng)老院數(shù)量可以反映老年人機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)的易獲得程度，進(jìn)而顯著影響老年人的養(yǎng)老選擇。

在前文OLS模型的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)2SLS工具變量法的計(jì)量模型如下：

livei=θ0+θ1IV1+θ1IV2 +γXi+εi

(9)

Hi=C0+αlivei+βXi+εi

(10)

其中，(9)式為2SLS第一階段回歸，IV1和IV2分別代表兩個(gè)工具變量，θ1與θ2為工具變量系數(shù)，可以通過(guò)其F統(tǒng)計(jì)量判斷是否為弱工具變量。(10)式為2SLS第二階段回歸，通過(guò)第一階段回歸得出的因變量live來(lái)估計(jì)其他關(guān)注系數(shù)。

4．2 基于有序Probit模型的回歸結(jié)果

4．2．1 養(yǎng)老模式對(duì)老年人主觀健康的影響

表3顯示了利用有序Probit模型進(jìn)行回歸的結(jié)果，其中模型(一)與模型(二)展示了解釋變量對(duì)主觀健康的影響?；貧w結(jié)果顯示，與獨(dú)居相比，與家人共同居住提高了老年人的主觀健康水平，但不顯著；養(yǎng)老院居住降低了老年人的主觀健康水平，其中顯著降低了其自評(píng)生活狀況。

在個(gè)人特征變量中，婚姻狀況對(duì)自評(píng)生活狀況有顯著正影響，這可能是由于老年夫妻的互相照顧改善了老年人的主觀心理。居住在城市的老年人比居住在鄉(xiāng)鎮(zhèn)的老年人在主觀健康的兩方面都表現(xiàn)得更好。受教育情況對(duì)自評(píng)健康有正面影響。有目的性地經(jīng)常參與鍛煉對(duì)主觀健康的兩個(gè)方面都具有顯著正面作用?；加新圆€(gè)數(shù)顯著負(fù)面影響主觀健康水平。值得關(guān)注的是，喝酒對(duì)自評(píng)健康狀況有顯著正面影響，與我們的常識(shí)相悖。我們可借鑒王德文等(2004)的觀點(diǎn)，對(duì)煙酒不耐受的個(gè)體可能無(wú)法存活到這一年齡階段，還有可能是因?yàn)閳?jiān)持吸煙、喝酒的老年人對(duì)自己的健康情況過(guò)于樂(lè)觀，存在僥幸心理。

在經(jīng)濟(jì)狀況變量中，自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)包括主觀健康水平和自評(píng)生活狀況在內(nèi)的主觀健康均具有顯著促進(jìn)作用，生活來(lái)源的充足情況顯著正面影響主觀健康水平，顯示更優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)條件能夠使老人享受更充足的、更高質(zhì)量的醫(yī)療服務(wù)。60歲之前的工作、擁有醫(yī)療保障與養(yǎng)老保障對(duì)主觀健康的兩個(gè)變量均無(wú)顯著影響。老年人及時(shí)就醫(yī)的便捷度顯著正面影響了主觀健康水平。

家庭關(guān)系方面，與家人的溝通、傾訴與尋求幫助對(duì)主觀健康的影響不顯著。

4．2．2 養(yǎng)老模式對(duì)客觀健康的影響

表3中模型(三)與模型(四)展示了解釋變量對(duì)老年人客觀健康(ADL功能水平與認(rèn)知能力水平)影響的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，與家人共同居住顯著降低了ADL功能水平與認(rèn)知能力水平，對(duì)老年人的客觀健康有顯著負(fù)面影響，養(yǎng)老院居住對(duì)老年人的客觀健康也有負(fù)面影響，但不顯著。其原因可能是由于老年人的養(yǎng)老模式選擇對(duì)模型存在內(nèi)生性，ADL能力及認(rèn)知能力完好的老年人擁有獨(dú)立生活的能力，客觀健康失能?chē)?yán)重的老年人只能求助于子女照護(hù)或居住在養(yǎng)老院，導(dǎo)致與家人共同居住及居住在養(yǎng)老院的老年人表現(xiàn)出的客觀健康水平更低。

個(gè)人特征變量中，隨著年齡的增長(zhǎng)，ADL失能與認(rèn)知能力退化情況共同加重。與女性相比，男性老人ADL失能更嚴(yán)重，而認(rèn)知能力水平更高。與無(wú)配偶的老年人相比，與配偶共同居住的老年人在客觀健康兩個(gè)方面都表現(xiàn)出顯著優(yōu)勢(shì)，說(shuō)明婚姻對(duì)客觀健康的影響是正面的，配偶間的相互照護(hù)能夠從機(jī)體與智力兩方面正面影響老年人的健康水平。城市老年人ADL功能水平顯著落后于農(nóng)村老年人，可能是由于農(nóng)村老年人能更多地參與到農(nóng)務(wù)勞動(dòng)中，身體功能在一定程度上得到了鍛煉。受教育能夠顯著地減少老年人ADL失能以及老年期認(rèn)知功能的退化，證明了Geerings et al.(1997)受教育能夠減少腦退化的觀點(diǎn)。

表3 老年人健康影響因素的有序Probit模型回歸結(jié)果(N=3721)

漢族老年人在ADL功能方面顯著劣于少數(shù)民族老人，這可能是由于少數(shù)民族老人多生活在少數(shù)民族聚集區(qū)，參與的體力勞動(dòng)較多，有利于生活自理能力的保持。吸煙和飲酒顯著地表現(xiàn)出了對(duì)客觀健康的正面作用，其原理可能與之前闡述的喝酒對(duì)主觀健康的作用相同。平時(shí)參與鍛煉的習(xí)慣顯著增進(jìn)了ADL功能水平與認(rèn)知能力水平。罹患慢性病的數(shù)量顯著增加了ADL失能與認(rèn)知功能衰退的程度。

經(jīng)濟(jì)狀況變量顯示，經(jīng)濟(jì)水平的改善(生活來(lái)源夠用、能夠及時(shí)就醫(yī))均對(duì)客觀健康表現(xiàn)出顯著的正面作用。特別是生活來(lái)源的充足性從ADL功能與認(rèn)知能力兩方面正面影響老年人的客觀健康。

家庭關(guān)系變量中，與家人的交流溝通負(fù)面影響ADL功能，原因可能是我國(guó)居家養(yǎng)老、由家人提供照護(hù)的老年人占大多數(shù)，ADL受限的老年人很難有機(jī)會(huì)接觸到家人以外的其他人。遇到困難最先找家人尋求幫助顯著提高老人認(rèn)知能力水平。

表4 有序probit模型與OLS模型的對(duì)照(N=3721)

表5 其他解釋變量與工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量的影響 (N=3721)

4.2.3 模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表4展示了使用有序Probit模型(模型一、二、三和四)與OLS模型(模型五、六、七和八)的回歸結(jié)果對(duì)比，結(jié)果顯示，民族、受教育情況對(duì)ADL功能水平的影響的顯著性以及是否喝酒對(duì)認(rèn)知能力影響的顯著性消失，城鄉(xiāng)情況、自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)狀況、平時(shí)與誰(shuí)聊天對(duì)認(rèn)知能力影響的顯著性以及有心事最先向誰(shuí)說(shuō)對(duì)自評(píng)健康水平影響的顯著性增強(qiáng)，除此之外，OLS與有序Probit模型的回歸結(jié)果均未在影響符號(hào)與顯著性上出現(xiàn)矛盾結(jié)果，因此可以認(rèn)為回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

4．3 內(nèi)生性的消除

前文提到，老年人的養(yǎng)老模式與健康水平之間可能存在著互相影響的關(guān)系，在養(yǎng)老模式對(duì)老年健康造成影響的同時(shí)，老年健康也影響著老年人對(duì)養(yǎng)老模式的選擇。主客觀健康水平較高，生活能夠自理且認(rèn)知水平退化比較慢的老年人擁有獨(dú)自生活的能力，而主客觀健康水平低、失能情況嚴(yán)重的老年人只能夠選擇與家人共同居住或居住在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中。為了解決模型中可能存在的內(nèi)生性，本文在OLS模型的基礎(chǔ)上，利用工具變量建立兩階段最小二乘法(2SLS)模型。選擇的工具變量分別為老年人子女個(gè)數(shù)與省內(nèi)的養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量，工具變量的有效性在回歸結(jié)果中進(jìn)行檢驗(yàn)。

4．3．1 其他解釋變量與工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量的影響

表5展示了工具變量法下2SLS第一階段的回歸結(jié)果，即其他解釋變量和工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量的影響。結(jié)果顯示，在老年人的個(gè)人特征方面，女性老年人更多地與家人共同居住，這可能是由于女性老年人對(duì)家庭的依賴(lài)性更為嚴(yán)重；隨著年齡的增長(zhǎng)，老年人與家人共同居住或居住在養(yǎng)老院的可能性都更大；婚姻顯著提高了老年人與家人共同居住的可能性，伴侶的陪伴降低了居住養(yǎng)老院的可能性；城市老年人比農(nóng)村老年人更多地居住在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)中；受過(guò)教育的老年人更大可能地在養(yǎng)老院生活。經(jīng)濟(jì)類(lèi)指標(biāo)中，自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)情況更好的老年人居住在養(yǎng)老院的可能性更大；生活來(lái)源充足的老年人與家人居住的可能性更大，居住在養(yǎng)老院的可能性更小；醫(yī)療資源的可獲得性正面影響與家人合住及居住在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的可能性。家庭關(guān)系方面，除向家人訴說(shuō)心事在正面影響居住在養(yǎng)老院的可能性外，家庭關(guān)系的和睦正面影響老年人與家人合住的可能性，負(fù)面影響老年人居住在養(yǎng)老院的可能性。工具變量中，子女個(gè)數(shù)在5%與10%的水平上分別顯著對(duì)與家人居住和在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)居住產(chǎn)生負(fù)面影響，說(shuō)明子女多的老人常選擇獨(dú)居，可能由子女輪流照護(hù)；省內(nèi)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的數(shù)目負(fù)面影響老年人與家人合住的可能性，顯著提高老年人居住在養(yǎng)老院中的可能性，說(shuō)明機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的可獲得性影響著老年人養(yǎng)老模式的選擇。

表6 2SLS回歸結(jié)果與OLS回歸結(jié)果的對(duì)比(N=3721)

4．3．2 OLS模型與2SLS模型的對(duì)比

對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示除ADL功能水平模型外其他三個(gè)模型的Hausman檢驗(yàn)值結(jié)果中自評(píng)健康與自評(píng)生活在1%的顯著水平上顯著、認(rèn)知水平能力在5%的水平上顯著，證明與工具變量2SLS模型相比，該三個(gè)模型中OLS模型存在嚴(yán)重內(nèi)生性。

表6展示了利用工具變量建立2SLS模型的回歸結(jié)果與原OLS模型回歸結(jié)果的對(duì)比，其中模型(五)～模型(八)代表利用OLS模型研究的回歸結(jié)果，模型(十)～模型(十三)代表利用“子女中個(gè)數(shù)”及“省內(nèi)養(yǎng)老機(jī)構(gòu)數(shù)量”作為工具變量建立2SLS模型消除養(yǎng)老模式選擇存在的內(nèi)生性后得到的結(jié)果，整體回歸結(jié)果顯著性提升。

在主觀健康方面，與原模型相比，在消除內(nèi)生性后，與家人共同居住顯著地降低了老年人的自評(píng)健康水平和自評(píng)生活狀況，考慮到中國(guó)家庭多代合住的傳統(tǒng)分工，原因可能在于與家人合住的老年人承擔(dān)更多的家庭責(zé)任與家務(wù)勞動(dòng)，因此造成主觀健康水平的下降。居住在養(yǎng)老院的養(yǎng)老模式對(duì)老年人的主觀健康的影響在消除內(nèi)生性的基礎(chǔ)上由負(fù)面轉(zhuǎn)成正面，但不顯著。個(gè)人特征變量中，在控制了內(nèi)生性后，婚姻對(duì)老年主觀健康的正面影響顯著性提高，與配偶共同生活的老年人主觀健康水平更高；相比于女性，男性老人的自評(píng)生活狀況顯著更低；相比農(nóng)村老人，城市老人不再顯著具有更高的主觀健康水平；受教育不再對(duì)自評(píng)健康水平具有顯著正面影響；經(jīng)常鍛煉和喝酒仍然顯著促進(jìn)自評(píng)健康水平的提高，而經(jīng)常鍛煉對(duì)自評(píng)生活狀況的顯著性正面影響消失；自評(píng)健康水平仍然隨慢病數(shù)量的上升而顯著下降。經(jīng)濟(jì)狀況變量中，控制養(yǎng)老模式存在的內(nèi)生性后，生活來(lái)源充足和能及時(shí)就醫(yī)依然顯著促進(jìn)自評(píng)健康水平的提高，而自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)主觀健康水平的顯著性正面影響消失。家庭關(guān)系變量中，控制養(yǎng)老模式存在的內(nèi)生性后，平時(shí)與家人溝通聊天以及有困難最先找家人幫助均對(duì)老年人主觀健康水平產(chǎn)生顯著的正面作用，其他家庭關(guān)系變量對(duì)老年人主觀健康的影響沒(méi)有發(fā)生變化。

客觀健康方面，在消除內(nèi)生性后，與家人共同居住以及居住在養(yǎng)老院對(duì)老年人ADL功能水平的影響由為負(fù)面轉(zhuǎn)變?yōu)檎妫瑢?duì)認(rèn)知能力依然保持負(fù)面影響。個(gè)人特征變量中，性別和婚姻在控制內(nèi)生性后對(duì)ADL功能的顯著影響消失，對(duì)認(rèn)知能力的促進(jìn)作用依舊顯著；年齡仍然顯著降低客觀健康水平；漢族老人的認(rèn)知能力顯著降低；城市老人以及慢病數(shù)量仍然顯著降低了ADL能力，但對(duì)認(rèn)知能力負(fù)面影響的顯著性均消失；受教育、吸煙、喝酒及鍛煉對(duì)客觀健康的影響并未在控制養(yǎng)老模式內(nèi)生性后發(fā)生改變。經(jīng)濟(jì)狀況變量中，其他變量影響不變，但自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)情況對(duì)認(rèn)知能力的影響的顯著性消失。家庭關(guān)系變量中，消除內(nèi)生性后，平時(shí)與家人聊天以及有問(wèn)題先找家人解決對(duì)認(rèn)知能力的影響的顯著性消失。

4.3.3 工具變量與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，本文中工具變量個(gè)數(shù)與內(nèi)生變量個(gè)數(shù)相當(dāng)，不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，故而只需對(duì)工具變量進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)。兩個(gè)工具變量的弱工具變量檢驗(yàn)F值分別為14.06和2.93，證明可能存在弱工具變量問(wèn)題(3)經(jīng)驗(yàn)上認(rèn)為F值大于10則不存在弱工具變量問(wèn)題。，因此，采用對(duì)弱工具變量不敏感的“有限信息最大似然估計(jì)法(LIML)”既可以解決弱工具變量的問(wèn)題又可以對(duì)模型做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表7所示為2SLS回歸結(jié)果與LIML回歸結(jié)果的對(duì)比，其中模型(十四)～模型(十七)為L(zhǎng)IML回歸結(jié)果，結(jié)果顯示LIML的系數(shù)估計(jì)值與2SLS非常接近，表明模型回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表7 2SLS回歸結(jié)果與LIML回歸結(jié)果的對(duì)比(N=3721)

5 結(jié)論與政策建議

5．1 研究結(jié)論

第一，目前我國(guó)絕大部分老年人的養(yǎng)老模式是與家人共同居住，在不對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行控制的情況下，和家人共同居住與老年人的生活自理能力及認(rèn)知水平顯著負(fù)相關(guān)。在加入工具變量控制模型內(nèi)生性后，本文發(fā)現(xiàn)，與家人共同居住對(duì)老年人的生活自理能力的顯著負(fù)面影響消失，并轉(zhuǎn)變?yōu)檎嬗绊懀f(shuō)明老年人與家人共同居住存在內(nèi)生性選擇，即客觀健康狀況較差的老人更愿意做此選擇；同時(shí)，與家人共同居住對(duì)老年人自評(píng)健康水平、自評(píng)生活狀況、認(rèn)知水平均產(chǎn)生負(fù)面作用，原因一方面可能在于與家人合住的老年人承擔(dān)更多的家庭責(zé)任與家務(wù)勞動(dòng)，另一方面也可能在于與家人合住會(huì)因生活中的摩擦而產(chǎn)生一定的矛盾，因此造成主觀健康水平的下降?？傊啾扔讵?dú)居，老人在生活自理能力欠缺的情況下，傾向于選擇與家人合住，家人的照護(hù)有利于老人日常行為自理能力的恢復(fù)，但不利于老人的主觀健康和認(rèn)知水平。

第二，與獨(dú)居相比，在養(yǎng)老院居住對(duì)老年人的主觀健康及生活自理能力均有負(fù)面影響，其中對(duì)自評(píng)生活狀況的負(fù)面影響具有顯著性。但以上影響在控制內(nèi)生性后均轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，雖不顯著?？刂苾?nèi)生性后產(chǎn)生的不同影響說(shuō)明老年人在養(yǎng)老院居住存在內(nèi)生性選擇，即自評(píng)生活狀況較差的老人更愿意做此選擇?？傊?，相比于獨(dú)居，老人在主觀健康及生活自理能力較差的情況下，傾向于選擇養(yǎng)老院居住，養(yǎng)老院的照護(hù)對(duì)于老年人的主客觀健康并無(wú)顯著影響。

第三，在其他解釋變量中，伴侶的陪伴能夠顯著提高老年人的主觀健康并顯著減緩老年人認(rèn)知能力的退化；受教育能夠顯著地減緩老年人認(rèn)知能力的退化程度；參與日常鍛煉能夠提高老年人主客觀兩方面的健康水平；慢性病數(shù)量增多降低了老年人的主客觀健康水平；年齡越高客觀健康水平越低；城市老人的生活自理能力更差。經(jīng)濟(jì)條件越好，老年人的主客觀健康隨之改善。家庭關(guān)系的改善，特別是與家人的溝通能夠提高老年人的主觀健康程度。

5．2 政策建議

老年階段作為生命的最后一段，在每個(gè)人的生命旅途中扮演著難以忽視的角色。在人口老齡化的時(shí)代背景下，老年健康影響著社會(huì)的安定與廣大人民的幸福。然而隨著生育率下降、家庭規(guī)模的縮減以及青壯齡人口的不斷遷移，傳統(tǒng)的多代同堂養(yǎng)老格局越來(lái)越難以保證，獨(dú)居養(yǎng)老、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老以及其他養(yǎng)老模式越來(lái)越多地走進(jìn)我們的視野?；诒疚牡难芯靠梢园l(fā)現(xiàn)，不同的養(yǎng)老模式對(duì)老年人的主客觀健康水平影響不同，同時(shí),養(yǎng)老模式的選擇也受到其自身健康狀況的影響。以上研究經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)可以為政府改善日益增加的老齡人群的福利提供合理的政策依據(jù)。

為了推動(dòng)老年人健康水平的提升，政府可以采取以下措施：第一，鑒于老年人生活自理能力的缺失使老年人不得以選擇與家人共同居住或養(yǎng)老院居住，可以借鑒在發(fā)達(dá)國(guó)家和國(guó)內(nèi)一些地區(qū)正在試點(diǎn)開(kāi)展的社區(qū)養(yǎng)老模式，由社區(qū)承擔(dān)部分照護(hù)責(zé)任，使老年人能夠在不離開(kāi)熟悉的居住環(huán)境且不必過(guò)度依賴(lài)家人的情況下仍能獲得一定的照護(hù)服務(wù)；第二，關(guān)注老年人客觀健康的同時(shí)，也應(yīng)重視老年人的主觀健康水平，為他們提供多種形式的養(yǎng)老服務(wù)以提升其幸福度；第三，鑒于健康的生活習(xí)慣能夠促進(jìn)老年人的主客觀健康水平，政府可以通過(guò)宣傳等手段倡導(dǎo)老年人選擇更健康的養(yǎng)老方式，特別是積極參與體育鍛煉，從自身做起主動(dòng)提高健康水平；第四，從長(zhǎng)期來(lái)看，政府需要逐步推動(dòng)建立健全城鄉(xiāng)社會(huì)保障體系，完善各類(lèi)針對(duì)老年人的照護(hù)、醫(yī)療及養(yǎng)老保障，提高老年人的經(jīng)濟(jì)水平,從根本上使老年人度過(guò)更加安心幸福的晚年。