趙曉航，李建新

（1.香港中文大學(xué) 社會學(xué)系，香港特別行政區(qū) 999077；2.北京大學(xué) 社會學(xué)系，北京 100871）

一、引言

21世紀(jì)以來中國步入了快速人口老齡化階段。2010年男性和女性喪偶者數(shù)量分別增加到1 419萬人和3 345萬人。［1-2］2010年全國人口普查數(shù)據(jù)的研究顯示中國人的婚姻大約持續(xù)47年，當(dāng)配偶去世以后，老年男性存活期大約為11年，女性大約為15年。當(dāng)一位女性60 歲時(shí)，她的喪偶概率接近15%，即在她60歲前其配偶去世的概率約為15%，這一概率在男性中為5%。女性的最終喪偶概率為67%，而男性為33%。［3］不難想象，未來喪偶對于老年人（尤其是老年女性）生活的影響將更為普遍，然而目前國內(nèi)針對老年喪偶者的學(xué)術(shù)研究還非常有限。在此背景下，對喪偶如何影響老年人的生活狀態(tài)以及如何減輕老年人的喪偶之慟做進(jìn)一步研究十分必要，能夠?yàn)槲磥砩鐣叩母倪M(jìn)提供一定啟示。

喪偶?xì)v來被認(rèn)為是最令人痛苦的生命事件之一，它常常伴隨著喪偶者在健康、經(jīng)濟(jì)狀況和社會連結(jié)等方面的損失。［4］對喪偶和健康（包括生理健康和心理健康）間關(guān)系的探索是人口學(xué)和流行病學(xué)的經(jīng)典研究議題。在生理健康方面，大量研究指出喪偶經(jīng)歷增大了喪偶者的死亡風(fēng)險(xiǎn)，［5］這一“喪偶效應(yīng)”（Widowhood effect）同樣存在于中國。［6-8］喪偶也被認(rèn)為是危害老年人精神健康的重要因素，例如誘發(fā)老年人的憂傷、［9-10］抑郁［11-13］和孤獨(dú)［14-16］等不良情緒。

目前中國的研究關(guān)注了喪偶和老年人綜合心理健康、抑郁癥狀、主觀幸福感等之間的關(guān)聯(lián)。有針對江蘇、河南、青海三省農(nóng)村老年人的研究指出喪偶會危及老年男性的綜合身體健康與綜合心理健康，但對老年女性而言，相較于有配偶者，喪偶女性的綜合身體健康下降，而綜合心理健康沒有顯著區(qū)別。［17］一項(xiàng)針對武漢市城區(qū)老年居民的研究指出相較于有配偶者，喪偶者的抑郁癥狀更為嚴(yán)重，喪偶男性和喪偶女性的抑郁程度沒有顯著差異。［12］利用追蹤數(shù)據(jù)針對安徽省巢湖市農(nóng)村老年人的研究指出喪偶加劇了老年男性的抑郁癥狀，但對老年女性抑郁癥狀的影響不顯著。［11］利用2013年“中國綜合社會調(diào)查”（CGSS）數(shù)據(jù)的研究指出喪偶降低了老年女性、城市老年人的主觀幸福感，但對老年男性、農(nóng)村老年人的主觀幸福感沒有顯著影響。［18］

以往有關(guān)中國老年人喪偶的心理健康后果的研究存在以下不足：第一，探討喪偶和心理健康之間關(guān)系的中國研究都未能給出確鑿的證據(jù)揭示二者之間的因果關(guān)系，因?yàn)檫@些研究往往采用地方性數(shù)據(jù)［11-12］［17］或者全國性的截面數(shù)據(jù)。［16］［18］第二，以往國內(nèi)研究對于喪偶后再婚影響的討論不足，目前尚缺乏驗(yàn)證喪偶老年人能否通過再婚改善其心理健康的實(shí)證研究。第三，喪偶對處于不同環(huán)境中的人群的影響可能有所不同，以往研究對喪偶影響的異質(zhì)性問題討論不足。

世界衛(wèi)生組織將社會支持網(wǎng)絡(luò)列為影響健康的重要因素，家人、朋友、社區(qū)其他成員等都是社會支持的提供者。［19］在我國，老年人的心理健康主要受到來自配偶和成年子女的家庭支持的影響，朋友支持的作用并不明顯，同時(shí)老年人也較少受到來自鄰居、政府和其他社會組織的支持。［20］從家庭支持與心理健康的關(guān)系來看，配偶支持對中國老年人的心理健康有著重要意義，因此喪偶極有可能對老年人心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響，而喪偶后與子女的互動情況可能是調(diào)節(jié)老人心理健康的重要因素。

對喪偶者來說，相對于其他精神代價(jià)，孤獨(dú)是最為直接和普遍的一種。［21］現(xiàn)有臨床研究證明孤獨(dú)感與早亡、心血管疾病、阿爾茨海默病、中風(fēng)、失眠以及其他疾病密切相關(guān)。［22］鑒于孤獨(dú)感的重要性，本文以孤獨(dú)感為因變量，將其作為衡量老年人心理健康的關(guān)鍵指標(biāo)。我們基于家庭支持的視角，試圖解答以下幾方面問題：第一，對我國的老年人而言，喪偶是否構(gòu)成加劇他們孤獨(dú)感的原因？第二，喪偶后配偶支持的重建（即再婚）能否降低因喪偶而增強(qiáng)的孤獨(dú)感？第三，代際支持（包括居住安排和代際交換）在喪偶和孤獨(dú)感之間起到怎樣的調(diào)節(jié)作用？其中，第一個(gè)研究問題是為了明確喪偶和孤獨(dú)感升高之間的因果關(guān)系，第二個(gè)和第三個(gè)研究問題是為了探索有利于喪偶老年人心理調(diào)適的途徑。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.喪偶經(jīng)歷與孤獨(dú)感

依戀理論（Attachment theory）認(rèn)為，當(dāng)人們的情感紐帶被割斷，一系列負(fù)面心理反應(yīng)隨之發(fā)生，孤獨(dú)就是其中一種。［23］“孤獨(dú)”反映了人們真實(shí)的與期待的社會接觸之間的落差，它是一個(gè)反映個(gè)體在其社會世界中生活經(jīng)歷的主觀概念。［24］與年輕人相比，老年人更容易陷入孤獨(dú)，因?yàn)殡S著年紀(jì)的增長，他們更可能經(jīng)歷諸如退休、空巢、親友去世、殘疾和患病等生命事件的沖擊，并由此遭受社會連結(jié)的損失。［25］其中喪偶在加劇老年人孤獨(dú)感方面發(fā)揮著尤為突出的作用，因?yàn)閱逝妓l(fā)的情感孤獨(dú)通常無法通過其他來源的社會支持完全彌補(bǔ)。［26］孤獨(dú)感在喪偶者中普遍存在，例如在英國，近一半的喪偶老人認(rèn)為自己很孤獨(dú)。［14］因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：喪偶導(dǎo)致老年人的孤獨(dú)感水平升高。

隨著時(shí)間的推移，喪偶者會逐步適應(yīng)配偶去世后的生活，負(fù)面情緒可能會逐漸減弱。有研究通過分析20世紀(jì)80年代末美國喪偶老年人的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)人們在喪偶18個(gè)月后的悲痛感明顯下降。［27］有針對美國中老年女性的研究指出相較于有配偶者，近期（≤1年）喪偶者在抑郁狀態(tài)和整體心理健康方面都更差，而長期（＞1年）喪偶者的抑郁水平與有配偶者無顯著差異，整體心理健康甚至優(yōu)于有配偶者，這可能與她們不必再照料生病的丈夫有關(guān)。［28］還有針對日本老年人的研究指出距離喪偶時(shí)點(diǎn)越久，喪偶老年人的抑郁癥狀越輕。［13］綜上，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：隨著時(shí)間的推移，喪偶者的孤獨(dú)感水平逐漸降低。

2.喪偶后再婚的心理調(diào)適作用

如果說喪偶意味著失去了來自配偶的情感性和工具性支持，從而引發(fā)老年人孤獨(dú)感的升高，那么喪偶后再婚就意味著配偶支持的重建，有可能降低老年人由于先前喪偶而升高的孤獨(dú)感。在我國，雖然很多老年人認(rèn)為喪偶后再婚有利于他們互相照料，降低孤獨(dú)感，從而有利于身心健康，但實(shí)際再婚的老年人只是少數(shù)。［29］一項(xiàng)針對美國中老年女性的研究證實(shí)喪偶后再婚雖然對喪偶者的身體健康沒有顯著改善，但是能夠減輕她們的抑郁癥狀并有利于其整體心理健康。［28］因此，再婚可能有利于降低喪偶老年人的孤獨(dú)感水平。不過，我國再婚老年人的離婚率較高，這在一定程度上反映出晚年再婚的婚姻生活質(zhì)量可能并不高，［30］這為再婚能否降低喪偶老年人的孤獨(dú)感增加了不確定性。本文提出如下試探性假設(shè)：

假設(shè)3：喪偶后再婚有利于降低老年人的孤獨(dú)感水平。

3.居住安排的調(diào)節(jié)作用

在諸多緩沖喪偶經(jīng)歷對喪偶者心理健康影響的因素中，代際支持被視為最重要的因素之一。［12］老年人同子女的居住格局影響了他們與子女互動的頻率，是否與子女同住反映了老年人獲得子女支持的便利性。［13］在我國，老年人與子女同住可以獲得情感支持、經(jīng)濟(jì)支持和日常生活照料，從而有益于老年人的精神健康。［31］同時(shí)有研究指出對于喪偶的日本老年人而言，與子女同住有利于減輕他們的抑郁癥狀。［13］此外，主干家庭作為一種傳統(tǒng)的家庭居住模式在我國延續(xù)下來，2010年時(shí)65歲及以上老年人中生活在三代及以上直系家庭的占比約為35%。［32］一項(xiàng)研究指出獨(dú)立生活的老年夫婦以及居住在三代家庭中的老年人的幸福感和生活滿意度較高，優(yōu)于與配偶和子女同住但不與孫子女同住的老年人。［33］這在一定程度上說明孫輩也能為老年人提供積極的情感支持。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：在喪偶之后，與子女（或其配偶）同住的老年人的孤獨(dú)感升高得更少，與孫輩（或其配偶）同住的老年人的孤獨(dú)感升高得更少。

4.代際交換的調(diào)節(jié)作用

作為代際支持的重要形式，父母和子女之間的經(jīng)濟(jì)支持往往表現(xiàn)為一種代際交換：既有子代向父母輸送經(jīng)濟(jì)資源的向上支持，也有父母向子代輸送經(jīng)濟(jì)資源的向下支持。在中國通常前者更為普遍，這與西方國家有所不同。［11］造成這種現(xiàn)象的原因在于：一方面，受傳統(tǒng)儒家觀念影響，強(qiáng)調(diào)子女對父母的義務(wù)和順從的權(quán)威性孝道觀促進(jìn)了子女對父母的經(jīng)濟(jì)支持。［34］另一方面，當(dāng)代中國的代際支持通常呈現(xiàn)出一種互惠模式，在父母向成年子女提供較多的工具性支持（如照料孫輩）和情感支持的同時(shí)，子女向父母提供較多的經(jīng)濟(jì)支持。［35］隨著老年人經(jīng)濟(jì)條件的改善和勞動力市場競爭的日趨激烈，與子女贍養(yǎng)父母相對的“啃老”現(xiàn)象應(yīng)運(yùn)而生。［36］對老年父母來說，子代的向上經(jīng)濟(jì)支持是一種積極的回饋，而父母的向下經(jīng)濟(jì)支持則構(gòu)成了壓力。有研究指出，當(dāng)子女的向上經(jīng)濟(jì)支持多于父母的向下經(jīng)濟(jì)支持時(shí)，老年人的生活滿意度會顯著更高。［37］由此推測，代際經(jīng)濟(jì)支持對喪偶影響可能有調(diào)節(jié)作用，即獲得來自子女的經(jīng)濟(jì)支持有助于抑制喪偶老年人的孤獨(dú)感，反之，向子女提供經(jīng)濟(jì)支持則會加劇喪偶老年人的孤獨(dú)感。同時(shí)，這種調(diào)節(jié)作用可能存在性別差異，因?yàn)閮尚詫ΥH互動的敏感程度不同，女性對家庭關(guān)系的心理反應(yīng)往往強(qiáng)于男性：相較于男性，女性對同等社會支持的反應(yīng)會更加劇烈，這在一定程度上是由于自我認(rèn)同的建構(gòu)方式存在性別差異，即女性更傾向于在自己與他人的互動中根據(jù)他人的反應(yīng)來建構(gòu)自我認(rèn)同。［11］因此在喪偶之后，老年女性的心理健康水平更可能隨著子代贍養(yǎng)行為的好壞而有所漲落。綜上，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)5：在喪偶之后，獲得子女（及其配偶）更多經(jīng)濟(jì)支持的老年人的孤獨(dú)感水平升高得更少并且該效應(yīng)在女性中尤其明顯。

假設(shè)6：在喪偶之后，相對于未給予子女（及其配偶）經(jīng)濟(jì)支持的老年人，給予子女（及其配偶）經(jīng)濟(jì)支持的老年人的孤獨(dú)感水平升高得更多并且該效應(yīng)在女性中尤其明顯。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

1.數(shù)據(jù)來源

為了獲取更多的喪偶經(jīng)歷記錄，本文采用“中國老年健康長壽因素追蹤調(diào)查”（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，簡稱“CLHLS”）的五期數(shù)據(jù)，跨度為2002年至2014年。本文分析未采用1998年和2000年的兩期數(shù)據(jù)，因?yàn)檫@兩期調(diào)查的對象僅包含80歲及以上的高齡老人。分析樣本被限定為年齡在65歲至105歲之間、沒有離婚或分居經(jīng)歷、有一到兩次婚姻經(jīng)歷的老年人（有兩次婚姻經(jīng)歷的僅指晚年喪偶后再婚的情況）。個(gè)體固定效應(yīng)模型中每個(gè)樣本至少被觀測兩期，分析樣本包括了5 773名男性和6 737名女性，其中男性的人-年記錄為16 379條，女性為18 791條。

2.變量

本文的因變量為孤獨(dú)感等級，根據(jù)受訪者對“你是否總是感到孤獨(dú)？”的回答賦值（從不=1，很少=2，有時(shí)=3，經(jīng)常=4，總是=5）。

關(guān)鍵自變量為婚姻狀態(tài)，劃分為“初婚”“長期喪偶”“近期喪偶”和“喪偶后再婚”等四類?！俺趸椤敝甘茉L者在調(diào)查時(shí)處于初次婚姻之中，沒有喪偶經(jīng)歷?！伴L期喪偶”是指在鄰近兩次調(diào)查時(shí)（Tn和Tn+1）都是處于喪偶狀態(tài)，“近期喪偶”指鄰近兩次調(diào)查期間喪偶，即在Tn有偶，在Tn+1喪偶。［6］［11］例如，某受訪者在第1期時(shí)有配偶，而在第2期喪偶，接著在第3到5期都保持喪偶狀態(tài)，則此人在第2期時(shí)被歸類為“近期喪偶”，在接下來的第3到5期被歸類為“長期喪偶”。此外，如果受訪者在基期已經(jīng)喪偶，則從該調(diào)查期起被歸類為“長期喪偶”?！皢逝己笤倩椤敝甘茉L者在調(diào)查中經(jīng)歷了由喪偶到再次結(jié)婚的過程。

調(diào)節(jié)變量是表示代際支持的變量，包括居住格局（受訪者在接受調(diào)查時(shí)是否與子女同住、是否與孫輩同?。┖痛H交換（過去一年從子女處獲得的經(jīng)濟(jì)支持?jǐn)?shù)額、是否向子女提供經(jīng)濟(jì)支持）。其中，“與子女同住”包括與子女或子女配偶一起居住，“與孫輩同住”包括與孫輩或?qū)O輩配偶一起居住?！皬淖优帿@得的經(jīng)濟(jì)支持金額”包括去年從子女或子女配偶處獲得的經(jīng)濟(jì)支持金額，“向子女提供經(jīng)濟(jì)支持”指的是去年是否向子女或其配偶提供了經(jīng)濟(jì)支持，這是一個(gè)二分變量（因?yàn)槎鄶?shù)情況數(shù)額為0）。

本文的控制變量有基本的人口學(xué)變量，包括年齡（受訪時(shí)的周歲數(shù)）和城/鄉(xiāng)居住地；社會經(jīng)濟(jì)地位變量，包括人均家庭年收入和是否有經(jīng)濟(jì)困難；家庭成員連結(jié)變量，包括存活子女?dāng)?shù)、是否有不同住子女在同村/鄉(xiāng)鎮(zhèn)/區(qū)居住、是否有子女經(jīng)常探望、是否有兄弟姐妹經(jīng)常探望；生活質(zhì)量變量，包括自評經(jīng)濟(jì)地位和自評生活質(zhì)量；健康水平變量，包括自評健康、IADL（Instrumental Abilities of Daily Living）受損程度、MMSE（Mini Mental State Examination）得分和樂觀傾向；生活方式變量，包括是否吸煙、是否喝酒、是否參與日常鍛煉、看書/報(bào)紙的頻率和看電視/聽廣播的頻率；社會參與變量，［38］包括打撲克/麻將至少每周一次、參與有組織的社交活動至少每月一次、兩年內(nèi)至少有一次跨城市/縣旅行。

3.變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1和表2。圖1和圖2分別展示了男性和女性在不同婚姻狀態(tài)下的平均孤獨(dú)感水平，兩圖中描述性統(tǒng)計(jì)的分析樣本在觀察期內(nèi)至少經(jīng)歷過一次婚姻轉(zhuǎn)變，即他們至少有近期喪偶的經(jīng)歷。區(qū)間A 表示從初婚過渡到喪偶初期的孤獨(dú)感水平變化，可以看出該過程致使人們的平均孤獨(dú)感水平提高；區(qū)間B 表示從近期喪偶過渡到長期喪偶的孤獨(dú)感水平變化，它說明了喪偶后隨著時(shí)間推移，平均孤獨(dú)感水平有所下降；區(qū)間C1 和C2 分別表示從近期喪偶或長期喪偶過渡到再婚的孤獨(dú)感水平變化，可以發(fā)現(xiàn)再婚以后的平均孤獨(dú)感水平較之喪偶時(shí)有了大幅回落，此時(shí)的平均孤獨(dú)感水平僅略微高于初婚狀態(tài)時(shí)的水平。此外，通過對比圖1和圖2能夠發(fā)現(xiàn)在各種婚姻狀態(tài)下，女性的平均孤獨(dú)感水平都高于男性。

圖1 不同婚姻狀態(tài)下的平均孤獨(dú)感水平（男性）

圖2 不同婚姻狀態(tài)下的平均孤獨(dú)感水平（女性）

4.分析方法

估計(jì)婚姻狀態(tài)轉(zhuǎn)變對于孤獨(dú)感影響的難點(diǎn)在于婚姻狀態(tài)的選擇性（Selectivity）可能使模型存在遺漏變量偏誤（Omittedvariable bias），即一些未被觀測的因素既和婚姻狀態(tài)的轉(zhuǎn)變有關(guān)，又和孤獨(dú)感有關(guān)。例如，人們傾向于選擇具有相似人格特征的人作為配偶，［39］而一些負(fù)面人格特征（例如容易悲觀、焦慮）會增大死亡風(fēng)險(xiǎn)，［40］同時(shí)這些人格特征又能誘發(fā)不良的心理狀態(tài)。［41］這樣一來，一個(gè)人的人格特征就可能與他/她是否喪偶以及與他/她自身的心理健康同時(shí)相關(guān)。再如，一個(gè)人在喪偶之后是否會選擇再婚受他/她自身及其子女的觀念保守程度的影響，［30］然而像人格特征、觀念保守程度等屬性在調(diào)查中難以測量，因此這些指標(biāo)難以被納入估計(jì)模型中，從而可能引發(fā)遺漏變量偏誤。

鑒于人格特征等個(gè)人屬性較為穩(wěn)定，一般不隨時(shí)間變化而有太大的變化，因此本文采用基于縱貫數(shù)據(jù)的個(gè)體固定效應(yīng)模型（Individual fixed-effects model），以消除不隨時(shí)間變化的未觀測變量的影響。［42］本文將孤獨(dú)感水平作為定距變量處理，以孤獨(dú)感水平為因變量的個(gè)體固定效應(yīng)線性模型的公式如下：

其中，Yit表示個(gè)體i在第t期的孤獨(dú)感得分（至少被觀測兩期），α為常數(shù)項(xiàng)，β為回歸系數(shù)，B為回歸系數(shù)向量?；橐鰻顟B(tài)由三個(gè)虛擬變量代表，RWit表示“近期喪偶”（Recently widowed），LWit表示“長期喪偶”（Long-term widowed），RMit表示“喪偶后再婚”（Remarried）。Xit為代表代際支持的一系列變量的向量。Zit表示控制變量的向量。ηi表示個(gè)體i的固定效應(yīng)。wt表示第t期調(diào)查的固定效應(yīng)。εit表示誤差項(xiàng)。在實(shí)際研究中，出于對計(jì)算效率的考慮，通常更多地采用均值離差法來估計(jì)個(gè)體固定效應(yīng)模型，即把個(gè)體效應(yīng)視為待估參數(shù)等同于估計(jì)個(gè)體對均值的偏離程度。［43］也就是說，在估計(jì)模型時(shí)需要以分析對象的觀測值減去其歷次調(diào)查的平均值。此時(shí)，公式（1）可被轉(zhuǎn)換為：

表1 有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)（個(gè)體被觀測的最后一期）

表2 有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)（合并各期數(shù)據(jù)）

在估計(jì)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤時(shí)，本文采用自助抽樣法（bootstrap），抽樣次數(shù)設(shè)置為2 000 次，此時(shí)不要求模型的誤差項(xiàng)呈現(xiàn)正態(tài)分布，并且自助抽樣標(biāo)準(zhǔn)誤（bootstrap S.E.）的值通常比普通標(biāo)準(zhǔn)誤更大，因此對回歸系數(shù)顯著性的檢驗(yàn)結(jié)果更加穩(wěn)健。［44］

四、實(shí)證結(jié)果

首先，我們對比了不同婚姻狀態(tài)下老年人的孤獨(dú)感水平。表3 報(bào)告了各因素對老年人孤獨(dú)感的影響。從婚姻狀態(tài)來看，相較于有配偶的老年人，近期喪偶和長期喪偶老年人的孤獨(dú)感水平都顯著更高，而喪偶后再婚老年人的孤獨(dú)感水平和有配偶的老年人并無顯著差異。因此假設(shè)1 獲得了支持。同時(shí)，近期喪偶的老年人的孤獨(dú)感水平高于長期喪偶者，但只有女性近期喪偶者和長期喪偶者的差異顯著異于0。此外，若將男性樣本和女性樣本納入同一模型中，婚姻狀態(tài)與性別的交互效應(yīng)并不顯著異于0（文中未展示），因此不能認(rèn)為近期喪偶者和長期喪偶者的孤獨(dú)感水平差距具有顯著的性別差異。

表4的模型加入了婚姻狀態(tài)和年齡的交互項(xiàng)，近期喪偶和年齡的交互效應(yīng)以及長期喪偶和年齡的交互效應(yīng)都在0.05或0.1的顯著性水平上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。前者說明越晚喪偶的老年人孤獨(dú)感水平越低；后者說明處于喪偶狀態(tài)的老年人的孤獨(dú)感水平逐年下降。結(jié)合表3所得出的近期喪偶女性的孤獨(dú)感水平顯著高于長期喪偶女性的結(jié)論，假設(shè)2獲得了支持。

為了便于分析喪偶后再婚的影響，表5的模型將“再婚”設(shè)置為婚姻狀態(tài)的參照組。從中可以發(fā)現(xiàn)再婚者的孤獨(dú)感水平和有配偶的老年人沒有顯著區(qū)別，同時(shí)顯著低于近期喪偶者和長期喪偶者并且這種效應(yīng)在兩性中都存在。假設(shè)3獲得了支持。

表6的模型檢驗(yàn)了婚姻狀態(tài)和與子女同住的交互效應(yīng)。圖3 和圖4 展示了分別根據(jù)男性模型和女性模型所預(yù)測的交互效應(yīng)示意圖，預(yù)測時(shí)對定類變量取0（即取參照組），對定距變量取均值。由表6 的回歸模型可以看出在有配偶時(shí)，與子女同住對老年人孤獨(dú)感的影響不顯著，因?yàn)槟Ｐ椭小芭c子女同住”的主效應(yīng)系數(shù)不顯著異于0；“近期喪偶”和“與子女同住”組成的交互項(xiàng)、“長期喪偶”和“與子女同住”組成的交互項(xiàng)的系數(shù)都為顯著異于0 的負(fù)數(shù)，這說明在喪偶以后，與子女同住降低了喪偶在提高老年人孤獨(dú)感水平方面的作用。當(dāng)老年男性處于初婚狀態(tài)時(shí)，與子女同住者和不與子女同住者的孤獨(dú)感水平十分相近（即表6 男性模型中“與子女同住”的主效應(yīng)系數(shù)0.014）。在經(jīng)歷了近期喪偶之后，與子女同住者的孤獨(dú)感水平顯著低于不與子女同住者，差異為0.175（=|-0.189+0.014|）個(gè)單位（P＜0.1）①我們利用Stata命令lincom進(jìn)行了系數(shù)的線性組合（Linear combination）顯著性水平檢驗(yàn)，下同。；而對于長期喪偶的男性而言，與子女同住者和不與子女同住者的孤獨(dú)感水平差異在一定程度上縮小，與子女同住者的孤獨(dú)感水平比不與子女同住者低0.135（=|-0.149+0.014|）個(gè)單位（P＜0.05）。當(dāng)老年女性處于初婚狀態(tài)時(shí)，與子女同住者的孤獨(dú)感水平略微高于不與子女同住者（即表6 女性模型中“與子女同住”的主效應(yīng)系數(shù)0.082），但并不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。在經(jīng)歷了近期喪偶之后，與子女同住者的孤獨(dú)感水平顯著低于不與子女同住者，差異為0.218（=|-0.300+0.082|）個(gè)單位（P＜0.05）；在經(jīng)歷了長期喪偶之后，與子女同住者和不與子女同住者的孤獨(dú)感水平差異有所縮小，與子女同住者的孤獨(dú)感水平比不與子女同住者低0.127（=|-0.209+0.082|）個(gè)單位（P＜0.01）。

表3 不同婚姻狀態(tài)對老年人孤獨(dú)感的影響

表4 年齡在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5 喪偶后再婚對老年人孤獨(dú)感的影響

表6 與子女同住在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)作用

鑒于與子女同住和與孫輩同住的強(qiáng)關(guān)聯(lián)性，我們將老年人和子女、孫輩的居住格局重新劃分為不與子女或?qū)O輩同住、只與子女同住、與子女和孫輩一起同住以及只與孫輩同住四類。通過在回歸模型中引入婚姻狀態(tài)、四類居住格局以及婚姻狀態(tài)與居住格局的交互項(xiàng)并控制其他因素，我們可以根據(jù)回歸系數(shù)的線性組合得出不同婚姻狀態(tài)下四類居住格局對于老年人孤獨(dú)感的影響。表7 對這些結(jié)果進(jìn)行了總結(jié)（1-同住，0-不同住），再婚狀態(tài)下居住格局的影響不顯著，故略去。表7顯示與子女、孫輩同住有助于降低喪偶老年人的孤獨(dú)感，支持了假設(shè)4。同時(shí)，對長期喪偶者（兩性）而言，“三代同堂”最有利于抑制他們的孤獨(dú)感。

表8 的模型檢驗(yàn)了婚姻狀態(tài)和子女向父母提供的經(jīng)濟(jì)支持的交互效應(yīng)。子女向父母提供經(jīng)濟(jì)支持的多寡對近期、長期喪偶的老年男性和女性的孤獨(dú)感均無顯著影響。因此假設(shè)5并未獲得支持。表9 的模型檢驗(yàn)了婚姻狀態(tài)和父母向子女提供經(jīng)濟(jì)支持的交互效應(yīng)。由女性模型可知，在經(jīng)歷了近期喪偶以后，相較于不需要向子女提供經(jīng)濟(jì)支持的老年女性，那些需要向子女提供經(jīng)濟(jì)支持的老年女性的孤獨(dú)感水平要高出0.152（=0.203-0.051）個(gè)單位，并且該差異是邊緣顯著的（P＜0.1），圖5 對此進(jìn)行了模擬。假設(shè)6 基本獲得了支持。此外，在表8和表9模型的基礎(chǔ)上，我們也嘗試將婚姻狀態(tài)與居住格局的交互項(xiàng)控制起來（文中未展示），發(fā)現(xiàn)結(jié)論并未發(fā)生改變。

表7 不同婚姻狀態(tài)下各類居住格局對老年人孤獨(dú)感的影響

圖3 與子女同住在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)作用（男性）

圖4 與子女同住在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)作用（女性）

五、結(jié)論與討論

本文基于健康的社會支持理論，從家庭支持的視角分析了喪偶經(jīng)歷對老年人孤獨(dú)感的影響，并探索了有利于喪偶后心理調(diào)適的途徑。我們通過利用個(gè)體固定效應(yīng)模型控制了不隨時(shí)間變化的不可觀測因素，削弱了模型的遺漏變量偏誤，從而使實(shí)證分析更接近因果推斷，而非單純的相關(guān)性檢驗(yàn)。同時(shí)，本文證明了再婚對于減弱喪偶老年人孤獨(dú)感的積極作用，填補(bǔ)了以往國內(nèi)在喪偶后再婚對老年人的心理健康影響的研究空白。本研究的主要結(jié)論包括：第一，無論對于老年男性還是老年女性，喪偶都會提高其孤獨(dú)感水平。隨著時(shí)間的推移，喪偶對老年人孤獨(dú)感的作用會減弱。第二，在喪偶之后，再婚有利于降低老年人的孤獨(dú)感水平。喪偶后再婚的老年人的孤獨(dú)感水平和處于初次婚姻狀態(tài)的老年人沒有顯著差異，同時(shí)顯著低于近期喪偶和長期喪偶老年人的孤獨(dú)感水平。第三，與子女、孫輩同住有利于抑制喪偶老年人的孤獨(dú)感。從長期來看，“三代同堂”的居住格局最有利于降低喪偶老年人的孤獨(dú)感。第四，向子女提供經(jīng)濟(jì)支持會提高近期喪偶的老年女性的孤獨(dú)感水平。

根據(jù)上述結(jié)論，本研究能夠?yàn)榇龠M(jìn)老年人的精神健康提供一些啟示。首先，重建或鞏固家庭連結(jié)有利于削弱喪偶對老年人孤獨(dú)感的加劇作用，再婚、與子女和孫輩同住都能夠緩解喪偶的負(fù)面影響，因此鼓勵(lì)老年人在喪偶之后尋找合適的伴侶、鼓勵(lì)子女的陪伴有利于喪偶老年人的精神健康。其次，子女的“啃老”行為會在一定程度上加劇喪偶老年女性的孤獨(dú)感，因此減輕子女對老年人的經(jīng)濟(jì)依賴對于保護(hù)喪偶老年人的精神健康也具有一定的積極意義。本文的不足之處體現(xiàn)在：首先，本文的代際支持指標(biāo)包含了居住安排和經(jīng)濟(jì)交換，但是囿于數(shù)據(jù)，無法將情感支持和其他工具性支持作為預(yù)測變量納入模型中，而這兩個(gè)變量也應(yīng)當(dāng)是社會支持的重要維度。其次，囿于數(shù)據(jù)，本文只能將“喪偶”劃分為“近期喪偶”和“長期喪偶”，無法進(jìn)行更為細(xì)致的時(shí)間劃分。

表8 子女的經(jīng)濟(jì)支持在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)作用

表9 給予子女經(jīng)濟(jì)支持在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)作用

圖5 向子女提供經(jīng)濟(jì)支持在喪偶對老年人孤獨(dú)感影響中的調(diào)節(jié)作用（女性）