賈倉(cāng)倉(cāng) 何微微

摘 要：基于2017—2018年中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配（PSM）方法實(shí)證檢驗(yàn)了子女代際支持對(duì)老年人健康的影響，并通過(guò)分樣本估計(jì)比較了不同類型老年群體的組群差異。研究發(fā)現(xiàn)，代際情感支持和日常照料對(duì)老年人的健康狀況具有顯著的提升效應(yīng)，且日常照料的健康促進(jìn)效應(yīng)明顯高于情感支持。組群差異結(jié)果分析顯示，子女代際支持可有效提升高齡老人和農(nóng)村老人的健康水平;代際情感支持對(duì)獨(dú)居老人和家庭居住老人的健康具有積極作用，日常照料可改善家庭居住老人的健康。在老齡化形勢(shì)日益嚴(yán)峻的背景下，應(yīng)積極應(yīng)對(duì)老齡健康問(wèn)題，在充分發(fā)揮家庭支持優(yōu)勢(shì)作用的同時(shí)，加快完善公共養(yǎng)老服務(wù)體系。

關(guān)鍵詞：代際支持;健康自評(píng);生活滿意度;PSM方法;異質(zhì)性

中圖分類號(hào)：C913.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2021）03-0052-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.020

收稿日期：2020-09-18;修訂日期：2021-02-02

基金項(xiàng)目：教育部人文社科規(guī)劃項(xiàng)目“鄉(xiāng)村振興背景下新生代農(nóng)民工涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)意愿與行為研究”（19YJA790044）;重慶市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“鄉(xiāng)村振興進(jìn)程中城鄉(xiāng)要素市場(chǎng)化配置長(zhǎng)效保障機(jī)制研究”（2019YBJJ046）;2020年重慶市教育委員會(huì)人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目“鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口就近市民化路徑及保障機(jī)制研究”（20SKGH006）。

作者簡(jiǎn)介：賈倉(cāng)倉(cāng)，南京大學(xué)政府管理學(xué)院博士研究生; 何微微（通訊作者），經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院/新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心講師。

Influence of Intergenerational Support on the Health of the Elderly：

Re-examination Based on the Endogenous Perspective

JIA? Cangcang1， HE? Weiwei2

（1.School of Government，Nanjing University， Nanjing 210093， China;

2.School of Economics/Research Center of New Structural Economics，

Southwest University of Political Science and Law， Chongqing 401120， China）

Abstract：Based on CLHLS data from 2017 to 2018， this paper empirically analyzes the impact of intergenerational support on the elderly health by using PSM statistical method， and compares the group differences of various types of the elderly? through sub-sample estimation. The results show that， there is a significant effect on the health of the elderly both

intergenerational emotional support and daily care respectively， and the health promotion effect of daily care is significantly higher than that of emotional support. Further heterogeneity analysis shows that intergenerational support can effectively improve the health level of the oldest elderly and rural elderly; intergenerational emotional support has a positive effect on the health of the elderly living alone and living at home respectively， and daily care can improve the health of the elderly living in the family. Under the background of increasingly severe aging situation， we should actively deal with the problem of the elderlys health， give full play to the advantageous roles of family intergenerational support， and accelerate the improvement of public old-age service system.

Keywords：intergenerational support;self-rated health;life satisfaction;propensity score matching;heterogeneity

一、引言

自2000年步入老齡化社會(huì)以來(lái)，我國(guó)人口老齡化程度不斷加深，人口老齡化面臨巨大壓力。2019年，我國(guó)65歲及以上人口為17603萬(wàn)人，占總?cè)丝诘?2.6%數(shù)據(jù)來(lái)源：《中華人民共和國(guó)2019年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。預(yù)計(jì)到2022年左右，我國(guó)65歲以上人口將占到總?cè)丝诘?4%數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)發(fā)展基金會(huì)發(fā)布的《中國(guó)發(fā)展報(bào)告2020：中國(guó)人口老齡化的發(fā)展趨勢(shì)和政策》。，到21世紀(jì)中葉，我國(guó)老齡化程度達(dá)到峰值，65歲以上人口將占到總?cè)丝诘?7.9%依據(jù)皮撒（Pichat）在其1956年撰寫的《人口老齡化及其社會(huì)經(jīng)濟(jì)后果》中對(duì)老齡化社會(huì)劃分標(biāo)準(zhǔn)的界定，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)65歲以上老年人口占總?cè)丝诘谋戎爻^(guò)7%時(shí)，即進(jìn)入老齡化社會(huì);65歲以上老年人口占比達(dá)14%時(shí)，即進(jìn)入深度老齡化社會(huì);65歲以上老年人口占比達(dá)20%時(shí)，即進(jìn)入超級(jí)老齡化社會(huì)。在人口快速老齡化的背景下，老年人口的養(yǎng)老問(wèn)題日益突出，長(zhǎng)期照料需求隨之增大。然而，受生育率下降、人口流動(dòng)加速、代際居住分離、女性勞動(dòng)參與率提高等多重因素疊加影響，照料支持老年人的人力資源面臨巨大缺口[1-2]?，F(xiàn)階段，我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保障服務(wù)體系尚不健全，家庭養(yǎng)老模式仍然是當(dāng)前及未來(lái)較長(zhǎng)一段時(shí)期我國(guó)老年人主要的養(yǎng)老選擇。在家庭養(yǎng)老模式下，絕大多數(shù)老年人獲得的社會(huì)支持主要源自其成年子女[3-4]，子女承擔(dān)著為老年人提供經(jīng)濟(jì)支持、生活照料及情感慰藉的重要職責(zé)。子女的代際支持對(duì)老年人的健康具有重要影響。

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于子女代際支持與老年人健康關(guān)系的研究尚無(wú)定論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，子女的代際支持行為能夠有效改善或增進(jìn)老年人的身心健康。在經(jīng)濟(jì)支持方面，成年子女提供的經(jīng)濟(jì)支持是滿足老年人基本生活需求和醫(yī)療需求的重要支撐，能夠顯著提升老年人的生理健康和心理健康水平，并有助于減緩老年人認(rèn)知功能的衰退速度[5-8]。相比于未獲得經(jīng)濟(jì)支持的老年人，獲得經(jīng)濟(jì)支持的老年人健康狀況更優(yōu)[9]。在情感支持方面，“情感關(guān)心”是老年人最為看重的子女孝行[10]，子女的情感支持與老年人的健康水平密切關(guān)聯(lián)。源于子代的感情維系行為和幫助，有助于維持和恢復(fù)老年人身體機(jī)能[11]，減輕其孤獨(dú)感、心理壓力和抑郁程度[12-14]，可有效降低老年人健康風(fēng)險(xiǎn)，提升其生活滿意度，改善老年人的健康狀況[15-17]，甚至比經(jīng)濟(jì)支持和生活照料更能促進(jìn)老年人健康[18]。情感支持減少會(huì)使老年人健康狀況變差[19]。相對(duì)于男性老年人，情感支持對(duì)女性老年人主觀健康的影響作用更大[20]。日常照料方面，子女的照料有利于改善老年人的生活質(zhì)量，降低其抑郁水平[21]，提高老年人的心理健康、身體健康及生活滿意度[7，22]。日常照料的缺乏，會(huì)降低老年人的福利水平，對(duì)老年人的心理和精神健康造成不利影響[23]。

另一種觀點(diǎn)則恰好相反，認(rèn)為子女的代際支持行為可能會(huì)對(duì)老年人健康造成負(fù)面影響。過(guò)多的代際支持和幫助，會(huì)降低老人的自我效能感，導(dǎo)致消極的老化態(tài)度，產(chǎn)生失敗感、負(fù)疚感和無(wú)能感[24-26]，降低其心理健康水平。子女經(jīng)濟(jì)支持會(huì)損害老年人的自尊心，導(dǎo)致老年人對(duì)子女的過(guò)度依賴，對(duì)老年人的主觀生活質(zhì)量產(chǎn)生不利影響[27]，增加老年人的抑郁風(fēng)險(xiǎn)[28]。子女較多的器械支持還會(huì)增大老年人的健康風(fēng)險(xiǎn)[29]，導(dǎo)致廢用性衰退[30]。當(dāng)老年人自理能力下降對(duì)子女照料要求更為苛刻時(shí)，子女長(zhǎng)期照料滋生的不滿情緒還會(huì)導(dǎo)致代際關(guān)系沖突，對(duì)老年人的身心健康產(chǎn)生負(fù)面影響[31]。對(duì)于失能老人而言，失能持續(xù)期的延長(zhǎng)會(huì)使得子女照料成本上升、照料意愿和照料效果降低，導(dǎo)致老年人對(duì)子女照料的滿足程度下降[32]，影響失能老人的身心健康。除此以外，也有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為子女代際支持對(duì)老年人健康的影響并不明顯。有學(xué)者基于實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，子女對(duì)父母的情感支持與老年人的健康自評(píng)狀況之間不存在統(tǒng)計(jì)上的顯著性[33]。舒玢玢和同鈺瑩研究指出，經(jīng)濟(jì)支持對(duì)農(nóng)村老年人的健康沒(méi)有顯著影響[19]。張莉研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)支持和工具支持并未對(duì)老年人的抑郁程度產(chǎn)生顯著影響[14]。

縱觀已有文獻(xiàn)可知，既有研究大體認(rèn)可子女代際支持對(duì)老年人健康的作用，但相關(guān)研究并未就子女代際支持對(duì)老年人健康的影響達(dá)成一致結(jié)論?？傮w而言，有些研究?jī)H局限于某個(gè)特定區(qū)域，研究樣本不具有國(guó)家層面的代表性，結(jié)論適用性不足。還有些研究?jī)H關(guān)注某一特定群體（如高齡老人、喪偶老人、農(nóng)村老人等），缺乏參照群體，難以就子女代際支持對(duì)老年人健康的影響構(gòu)建一個(gè)完整的解釋框架。在研究方法上，已有研究大多停留在代際支持與老年人健康的相關(guān)性分析層面，較少進(jìn)行因果識(shí)別，且大多面臨內(nèi)生性問(wèn)題的挑戰(zhàn)，估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。在社會(huì)科學(xué)研究中，由于絕大多數(shù)實(shí)證研究使用的數(shù)據(jù)是調(diào)查數(shù)據(jù)而非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，無(wú)一例外都會(huì)受到內(nèi)生性問(wèn)題的困擾。一般而言，內(nèi)生性問(wèn)題的主要來(lái)源包括一般性遺漏變量偏誤、自選擇偏誤、樣本選擇偏誤及聯(lián)立性偏誤等類別。就本文而言，在評(píng)估子女代際支持對(duì)老年人健康的影響效應(yīng)時(shí)，可能會(huì)受到自選擇偏誤和聯(lián)立偏誤兩類內(nèi)生性問(wèn)題的困擾，從而導(dǎo)致識(shí)別子女代際支持的真實(shí)影響變得困難。一方面，子女代際支持決策的選擇并不是隨機(jī)的，該決策會(huì)受到一些不可觀測(cè)的個(gè)體異質(zhì)性影響，如子女自身?xiàng)l件、家庭條件及老年人社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況等因素。另一方面，子女代際支持決策本身也會(huì)受到老年人健康狀況或死亡風(fēng)險(xiǎn)的影響。為了解決自選擇偏誤和聯(lián)立偏誤這兩類內(nèi)生性問(wèn)題，在模型識(shí)別的策略選擇上，本文借助“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”框架，采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）這一計(jì)量工具評(píng)估子女代際支持的處理效應(yīng)，以期得出穩(wěn)健性的結(jié)論。

與以往研究相比，本文的不同之處在于：一是引入多維度子女代際支持的衡量指標(biāo)，包括經(jīng)濟(jì)支持、情感交流和日常照料，以期更全面地考察子女代際支持對(duì)老年人健康的影響;二是進(jìn)行年齡、城鄉(xiāng)及居住安排的組群差異分析，系統(tǒng)評(píng)估子女代際支持對(duì)老年人健康影響的結(jié)構(gòu)性差異;三是采用PSM方法克服評(píng)估模型的內(nèi)生性問(wèn)題，削弱因自選擇問(wèn)題而導(dǎo)致的樣本估計(jì)偏誤，以獲取子女代際支持對(duì)老年人健康的凈影響，提高評(píng)估的準(zhǔn)確性和有效性。

二、研究設(shè)計(jì)

1.子女代際支持的反事實(shí)研究框架

（1）子女代際支持方程與老年人健康方程。

根據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的隨機(jī)效用決策模型，設(shè)置變量U1i和U0i分別表示子女i提供代際支持時(shí)的效用與未提供代際支持時(shí)的效用;將M*i定義為二者之間的差值，即M*i=U1i-U0i。根據(jù)理性人假設(shè)，在既定的預(yù)算約束下子女追求效用極大化，因此如果M*i≥0，表示子女提供代際支持;如果M*i<0，表示子女不提供代際支持。根據(jù)上述理論分析，將子女代際支持方程的形式設(shè)定為：

M*i=ψ（X）+ε（1）

其中，M*i為被解釋變量;X為影響子女代際支持提供的外生解釋變量向量，包括子女特征變量、老年人特征變量和家庭特征變量;ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為了測(cè)量子女代際支持對(duì)老年人健康的影響效應(yīng)，將老年人健康方程的形式設(shè)定為：

Y*i=（Z）+λMi+δ（2）

其中，Y*i為老年人健康潛變量;Z為影響老年人健康的外生解釋變量向量;Mi為子女提供代際支持變量;δ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。鑒于子女代際支持（Mi）可能會(huì)受某些不可觀測(cè)因素的影響，而這些不可觀測(cè)因素或許與老年人健康（Y*i）相關(guān)，從而造成子女代際支持（Mi）和δ相關(guān)。如果直接對(duì)方程進(jìn)行回歸分析可能導(dǎo)致計(jì)量結(jié)果存在偏誤。與傳統(tǒng)線性回歸方法相比，由于PSM方法不需要事先假定函數(shù)形式、參數(shù)約束及誤差項(xiàng)分布，亦不要求解釋變量嚴(yán)格外生，能夠有效克服有偏估計(jì)和樣本“自選擇”導(dǎo)致的“選擇偏差”，為此本文采用PSM方法實(shí)證檢驗(yàn)子女代際支持對(duì)老年人健康的影響。

（2）基于傾向得分匹配的子女代際支持反事實(shí)研究框架。

參照經(jīng)典的反事實(shí)研究框架，設(shè)置二值虛擬變量Di={0，1}表示老年人i是否獲得子女代際支持，即Di=1表示老年人i獲得子女代際支持，Di=0表示老年人i未獲得子女代際支持。將老年人健康狀態(tài)記為yi，即：

yi=y1i若Di=1y0i若Di=0（3）

其中，y1i表示老年人i獲得子女代際支持的未來(lái)健康狀態(tài)，y0i表示老年人i未獲得子女代際支持的未來(lái)健康狀態(tài)。將（3）式進(jìn)一步變換可得：

yi=（1-Di）y0i+Diy1i=y0i+（y1i-y0i）Di（4）

其中，（y1i-y0i）表示獲得子女代際支持對(duì)老年人健康的處理效應(yīng)。

本文的反事實(shí)研究框架分析步驟如下：首先，計(jì)算傾向得分。盡可能地將同時(shí)影響子女代際支持與老年人健康的因素納入概率預(yù)測(cè)模型中，運(yùn)用logit模型計(jì)算老年人獲得子女代際支持的傾向得分值。然后，進(jìn)行傾向得分匹配。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于選擇哪種匹配方法才能獲得最優(yōu)結(jié)果尚未達(dá)成一致，但是如果利用不同匹配方法得到的估計(jì)結(jié)果基本一致，說(shuō)明計(jì)量結(jié)果是穩(wěn)健的，樣本有效性良好[34]，為此本文選擇k近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配三種匹配方法。平衡性檢驗(yàn)要求匹配后的處理組和對(duì)照組老年人在主要特征變量上無(wú)顯著差異，即匹配后各變量在處理組和對(duì)照組之間實(shí)現(xiàn)了統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的數(shù)據(jù)平衡。共同支撐假設(shè)要求處理組和對(duì)照組的傾向得分存在重疊區(qū)域，這是使用匹配法的前提條件。最后，計(jì)算平均處理效應(yīng)。本文探究子女代際支持對(duì)老年人健康的影響效應(yīng)，聚焦于獲得子女代際支持的老年人健康狀態(tài)變化，因此選用處理組的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect，ATT）進(jìn)行分析，表達(dá)式為：

ATTPSM=E（y1i-y0i|Di=1）=E（y1i|Di=1）-E（y0i|Di=1）（5）

其中，ATTPSM表示老年人i獲得子女代際支持的健康狀態(tài)E（y1i|Di=1）與如果不獲得子女代際支持的健康狀態(tài)E（y0i|Di=1）的差異。實(shí)際上，E（y0i|Di=1）是無(wú)法觀測(cè)到的，是一個(gè)反事實(shí)結(jié)果，PSM方法的優(yōu)勢(shì)在于為實(shí)際獲得子女代際支持的老年人i找到有效的對(duì)照組E（y0i|Di=0）以代替E（y0i|Di=1），從而實(shí)現(xiàn)所謂的“反事實(shí)”估計(jì)。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于由美國(guó)杜克大學(xué)與北京大學(xué)聯(lián)合組織的“中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS），調(diào)查對(duì)象為65歲及以上老年人和35—64歲成年子女，調(diào)查范圍覆蓋全國(guó)23個(gè)省區(qū)市，樣本具有全國(guó)代表性。CLHLS在1998年進(jìn)行基線調(diào)查，而后分別于2000年、2002年、2005年、2008—2009年、2011—2012年、2014年和2017—2018年進(jìn)行了跟蹤調(diào)查，主要收集老年人死亡前的健康狀況、生活質(zhì)量、醫(yī)療和照料需求成本等信息?；谝岳夏耆丝跒檠芯恐黧w的需要以及對(duì)數(shù)據(jù)質(zhì)量的要求，本文選取2017—2018年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，剔除了年齡小于65歲及關(guān)鍵變量缺失的樣本，最終整理得到8094個(gè)微觀樣本。

3.變量說(shuō)明

（1）因變量。

自評(píng)健康（Self-Rated Health，SRH）是對(duì)個(gè)體健康狀況的綜合測(cè)量，既能反映受訪者的生理健康和心理健康狀況，也能體現(xiàn)個(gè)體差異化的代際支持需求。本文使用自評(píng)健康衡量老年人的健康狀況，并將其設(shè)置為因變量。CLHLS中的自評(píng)健康通過(guò)詢問(wèn)被訪者“您覺(jué)得現(xiàn)在您自己的健康狀況怎么樣”來(lái)反映，共有“很不好、不好、一般、好、很好”5個(gè)選項(xiàng)，分別賦值為1—5，賦值越大代表健康狀況越好。在樣本整體中，5種健康類別的占比分別為1.11%、12.66%、38.09%、35.50%、12.64%。

生活滿意度是指?jìng)€(gè)體依據(jù)自己的選擇標(biāo)準(zhǔn)對(duì)各方面的需求和愿望得到滿足時(shí)所產(chǎn)生的主觀滿意程度，對(duì)持續(xù)一段時(shí)間的自身生活質(zhì)量的主觀綜合認(rèn)知和評(píng)估，也是測(cè)度老年人社會(huì)適應(yīng)和心理健康狀況的一種常用方法[35-36]。在老齡健康研究中，生活滿意度通常被視為衡量健康老齡化和身心適應(yīng)的一個(gè)重要維度。本文選擇生活滿意度作為穩(wěn)健性變量，根據(jù)問(wèn)題“您覺(jué)得您現(xiàn)在的生活怎么樣”從認(rèn)知視角對(duì)老年人的生活滿意度進(jìn)行測(cè)度，將選項(xiàng)“很不好、不好、一般、好、很好”分別賦值為1—5，數(shù)值越大說(shuō)明生活滿意度越高。在樣本整體中，5種類別的樣本分別占樣本總體的0.41%、2.62%、25.35%、47.37%、24.25%。

（2）自變量。

本文的自變量為子女代際支持，根據(jù)社會(huì)支持理論，子女代際支持作為非正式支持的重要內(nèi)容，是以血緣關(guān)系為紐帶連接而成的社會(huì)資源，作為成年子女積極地贍養(yǎng)老年人，并給予老年人物質(zhì)、經(jīng)濟(jì)、情感和照料等各方面的支持，本研究將子女代際支持細(xì)化

為

經(jīng)濟(jì)支持、情感交流、日常照料三個(gè)維度[37]。①關(guān)于經(jīng)濟(jì)支持的衡量，依據(jù)受訪者回答的“近一年來(lái)，您的子女（包括同住與不同住的所有孫子女及其配偶）給您現(xiàn)金多少元”構(gòu)建經(jīng)濟(jì)支持虛擬變量。若受訪者收到來(lái)自子女的現(xiàn)金支持，則該變量取值設(shè)為1，否則為0。②關(guān)于情感交流，依據(jù)受訪者回答的“您平時(shí)與誰(shuí)聊天最多”和“如果您有心事或想法，最先向誰(shuí)說(shuō)”兩個(gè)題項(xiàng)構(gòu)建情感交流虛擬變量。若受訪者至少有一項(xiàng)的回答是（孫）子女及其配偶，將該變量設(shè)為1，否則為0。③關(guān)于日常照料，采用“當(dāng)您身體不舒服時(shí)或生病時(shí)主要是誰(shuí)來(lái)照料您”和“如果您遇到問(wèn)題和困難，最先想找誰(shuí)解決”兩個(gè)題項(xiàng)構(gòu)建日常照料虛擬變量。若受訪者至少有一項(xiàng)的回答是（孫）子女及其配偶，則該變量取值為1，否則為0。

（3）協(xié)變量。

在傾向得分匹配的估計(jì)過(guò)程中，一個(gè)非常重要的環(huán)節(jié)是選擇可能同時(shí)影響子女代際支持和老年人健康的協(xié)變量，并且這些變量應(yīng)該盡可能接近于外生。本文選擇的協(xié)變量包括子女特征變量（如孩子數(shù)量、男孩占比）、老年人特征變量（如年齡、性別、民族、受教育程度由于在CLHLS問(wèn)卷中，關(guān)于老年人受教育程度的測(cè)量是詢問(wèn)受教育年限。本文在構(gòu)建受教育年限變量時(shí)，當(dāng)受教育年限為0年時(shí)，定義為文盲;受教育年限為1—6年時(shí)，定義為小學(xué);受教育年限為7年及以上時(shí)，定義為初中及以上。、婚姻狀況、戶籍、養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、吸煙、飲酒、鍛煉）和家庭特征變量（如居住安排、家庭總收入）。此外，考慮到不同地區(qū)之間可能存在的一些不可觀測(cè)或難以度量的影響因素（如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異、社會(huì)公共服務(wù)差異等），本研究還控制了地區(qū)虛擬變量。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

1.子女代際支持方程估計(jì)

傾向得分匹配法的第一步是獲得匹配所需的關(guān)鍵元素，即樣本老年人獲得子女代際支持的傾向得分。本文利用logit模型估計(jì)老年人接受子女代際支持的傾向得分。估計(jì)結(jié)果顯示（見(jiàn)表2），老年人的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、戶籍狀況、參保情況、孩子數(shù)量、家庭總收入及居住安排等顯著影響子女的代際支持行為。從Pseudo R2值來(lái)看，模型的擬合度較高，說(shuō)明模型能夠較好地預(yù)測(cè)老年人接受子女代際支持的概率。接下來(lái)采用“一對(duì)四”的匹配方法進(jìn)行匹配質(zhì)量檢驗(yàn)和共同支撐檢驗(yàn)。

2.匹配質(zhì)量檢驗(yàn)

為了保證良好的匹配效果，在logit模型估計(jì)傾向得分的基礎(chǔ)上，還需要對(duì)樣本匹配質(zhì)量進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，即要求匹配后處理組和對(duì)照組在主要特征變量上無(wú)顯著差異。如果匹配后兩組樣本差異顯著，說(shuō)明匹配效果欠佳，估計(jì)結(jié)果偏向于無(wú)效。樣本匹配結(jié)果顯示由于篇幅所限，此處并未報(bào)告匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。讀者如有需要，可與本文作者聯(lián)系。，除性別和男孩占比兩個(gè)變量外，其余變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對(duì)值小于10%。從均值t檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，處理組和對(duì)照組的大部分變量在匹配前t值顯著，而匹配后t值不顯著，說(shuō)明匹配后處理組和對(duì)照組之間沒(méi)有系統(tǒng)性差異，有效解決了樣本選擇偏差引發(fā)的內(nèi)生性偏誤。

由圖1的核密度分布比較可知，匹配前處理組和對(duì)照組的核密度方程曲線存在較大差異;匹配后處理組和對(duì)照組的核密度方程曲線差距減小，走勢(shì)趨于一致，說(shuō)明匹配效果較好。由于半徑匹配、核匹配、k近鄰匹配方法的結(jié)果相差不大，限于篇幅，此處僅給出k近鄰匹配的結(jié)果。

3.共同支撐檢驗(yàn)

上述分析顯示，匹配后處理組和對(duì)照組具有一致的分布，兩組變量的偏差程度顯著降低。但是，倘若所有處理組樣本的預(yù)測(cè)得分都很高，而對(duì)照組樣本的預(yù)測(cè)得分都很低，說(shuō)明處理組和控制組的匹配質(zhì)量仍不夠理想，傾向得分匹配模型依然無(wú)效。為保證匹配質(zhì)量，非參數(shù)匹配方法必須在公共支撐領(lǐng)域才有效[38]。為此，在估計(jì)平均處理效應(yīng)之前，還需要進(jìn)行共同支撐檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)處理組和對(duì)照組在多大程度上可比。圖2展示了兩組樣本傾向得分的分布情況以及共同支撐的區(qū)域。結(jié)果表明，匹配后大約99%的樣本處于共同取值范圍，共同支撐假設(shè)得以驗(yàn)證。在下面的分析中，本文僅利用位于共同支撐區(qū)域的樣本。

4.子女代際支持對(duì)老年人健康的影響效應(yīng)測(cè)算

在匹配質(zhì)量檢驗(yàn)和共同支撐檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用傾向得分匹配法后得到的新的處理組和對(duì)照組是基于同一個(gè)老年人在是否獲得子女代際支持上的兩種不同表現(xiàn)。由此，就很容易在理論上估計(jì)子女代際支持對(duì)老年人健康的影響。表3給出了在不同匹配方法下測(cè)算的子女代際支持對(duì)老年人健康的平均處理效應(yīng)（包括自評(píng)健康和生活滿意度）?？梢园l(fā)現(xiàn)，利用三種不同匹配方法估計(jì)所得到的計(jì)量結(jié)果基本趨于一致，說(shuō)明本文研究結(jié)果具有較強(qiáng)穩(wěn)健性。

經(jīng)過(guò)傾向得分匹配的反事實(shí)估計(jì)后，發(fā)現(xiàn)子女代際支持對(duì)老年人自評(píng)健康和生活滿意度具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果顯示：

①子女情感支持對(duì)老年人健康具有顯著的提升作用。采用不同匹配方法得到的子女情感支持對(duì)老年人健康影響的平均處理效應(yīng)，均在至少10%的水平上顯著為正。具體而言，子女情感支持對(duì)老年人自評(píng)健康的提升效應(yīng)在9.0%—10.8%之間，對(duì)老年人生活滿意度的提升效應(yīng)在9.9%—11.3%之間。②子女日常照料對(duì)老年人健康同樣具有顯著的提升作用。不同匹配方法得到的子女日常照料對(duì)老年人健康影響的平均處理效應(yīng)均顯著為正。具體而言，子女日常照料對(duì)老年人自評(píng)健康的提升效應(yīng)為13.8%—16.3%，對(duì)老年人生活滿意度的提升效應(yīng)為13.9%—14.8%。③采用三種匹配方法得到的子女經(jīng)濟(jì)支持對(duì)老年人健康影響的平均處理效應(yīng)均不顯著，說(shuō)明子女經(jīng)濟(jì)支持對(duì)老年人健康的影響尚未顯現(xiàn)出來(lái)，這與舒玢玢和同鈺瑩[19]、宋月萍[39]的研究結(jié)論一致。這可能是由于越來(lái)越多的老年人經(jīng)濟(jì)較為獨(dú)立，不愿接受子女經(jīng)濟(jì)支持，對(duì)經(jīng)濟(jì)支持的依賴程度較弱，也可能是因?yàn)槔夏耆私邮艿奈镔|(zhì)支持相對(duì)較少，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)支持對(duì)老年人健康的貢獻(xiàn)非常微弱，幾乎可忽略不計(jì)。

上述分析表明，即便在考慮了子女代際支持的選擇性偏差之后，情感交流和日常照料對(duì)老年人健康具有顯著的促進(jìn)作用，且日常照料的健康促進(jìn)效應(yīng)顯著高于情感支持，經(jīng)濟(jì)支持對(duì)老年人健康的影響不顯著。可以認(rèn)為，子女代際支持對(duì)老年人健康的提升，主要通過(guò)增加情感支持和日常照料頻率來(lái)實(shí)現(xiàn)，其中尤以日常照料的貢獻(xiàn)最大，單純的經(jīng)濟(jì)支持無(wú)法提升老年人的健康水平。這也從側(cè)面體現(xiàn)了老年人的養(yǎng)老訴求，即對(duì)子女非物質(zhì)支持（情感交流和日常照料）的要求更為看重，對(duì)物質(zhì)支持（經(jīng)濟(jì)支持）的態(tài)度則相對(duì)淡化。

5.組群差異分析

事實(shí)上，在我國(guó)不同類型的老年人，其獲得子女代際支持的情況也有較大差異。表3盡管匯報(bào)了子女代際支持對(duì)老年人健康的平均處理效應(yīng)，但是平均處理效應(yīng)僅能反映子女代際支持對(duì)老年人健康變化的平均值，無(wú)法體現(xiàn)樣本老年人影響效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性差異，即組群差異。探討不同類型老年人的組群差異能夠豐富子女代際支持對(duì)老年人健康福利效應(yīng)的研究?jī)?nèi)容。

（1）分年齡階段估計(jì)。

在生命歷程的不同階段，老年人對(duì)其子女提供的代際支持形式可能會(huì)存在差異化的需求。一般認(rèn)為，低齡老人對(duì)經(jīng)濟(jì)支持和日常照料的要求較低，高齡老人對(duì)經(jīng)濟(jì)支持、日常照料及情感慰藉這三種代際支持的要求均相對(duì)較高。并且，隨著老年個(gè)體逐漸高齡化，老年人的身體機(jī)能和自理能力逐漸下降，對(duì)子女支持的依賴程度也會(huì)越來(lái)越高。參照聯(lián)合國(guó)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，本文將樣本群體劃分為低齡老人（65—79歲）和高齡老人（80歲及以上）兩個(gè)子樣本，分別探討子女代際支持對(duì)不同年齡階段老年人健康的影響，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

結(jié)果表明，子女代際支持對(duì)不同年齡段老年人健康的影響具有顯著差異。對(duì)于低齡老人來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)支持將老年人自評(píng)健康水平拉低了8.4%—8.9%，情感支持和日常照料對(duì)老年人健康的作用不顯著。對(duì)于高齡老人而言，情感交流和日常照料均能顯著提升老年人的健康水平，而經(jīng)濟(jì)支持則對(duì)老年人健康的影響不顯著?？赡艿慕忉屖牵旱妄g老人通常經(jīng)濟(jì)來(lái)源較為獨(dú)立，且在日常生活中具有良好的自理能力，對(duì)子女的依賴度較低[40-41]，此時(shí)若給予老人過(guò)多的經(jīng)濟(jì)支持反而會(huì)降低其自我效能感[26]，不利于其健康狀況的提升。隨著年齡的增長(zhǎng)，老年人經(jīng)歷了從低齡向高齡的轉(zhuǎn)變，其生理功能和認(rèn)知能力逐漸衰退，變得更易受到疾病的侵襲，并且生活獨(dú)立性明顯降低[7]，對(duì)子女的依賴性更強(qiáng)，特別是日常照料和情感交流對(duì)高齡父母健康的積極作用是經(jīng)濟(jì)支持難以替代的，代際支持成為保障高齡老人健康的重要支撐。

（2）分城鄉(xiāng)估計(jì)。

在我國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)體制下，以戶籍制度為核心的制度安排導(dǎo)致城鄉(xiāng)社會(huì)割裂[42]，城鄉(xiāng)老人在養(yǎng)老觀念、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)保障等方面存在較大差異，這些差異會(huì)極大地影響城鄉(xiāng)老年人對(duì)子女代際支持需求的具體形式。例如，農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)獨(dú)立性較差，且社會(huì)保障大多處于缺位或低水平狀態(tài)，對(duì)子女經(jīng)濟(jì)支持的需要可能較為強(qiáng)烈;而城市老人的經(jīng)濟(jì)狀況相對(duì)較好，且享受的社會(huì)保障水平較高，對(duì)子女提供的情感慰藉和日常照料可能會(huì)要求更多。鑒于此，在分析子女代際支持對(duì)老年人健康的影響時(shí)，有必要將城鄉(xiāng)老年人區(qū)分開來(lái)進(jìn)一步考察。本文根據(jù)戶籍類型，將樣本群體劃分為城市老人和農(nóng)村老人兩個(gè)子樣本，探討子女代際支持對(duì)老年人健康影響的城鄉(xiāng)差異，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

估計(jì)結(jié)果表明，子女代際支持對(duì)城鄉(xiāng)老人健康狀況的影響存在顯著差異。具體來(lái)說(shuō)：

①情感交流對(duì)農(nóng)村老人的健康狀況具有顯著的提升作用，其中對(duì)自評(píng)健康的提升效應(yīng)約為12.6%—13.3%，對(duì)生活滿意度的提升效應(yīng)約為11.7%—13.0%，但對(duì)城市老人健康的影響不顯著。這可能是由于城市現(xiàn)代文明生活方式的興起和家庭代際觀念的改變，使得城市老人比農(nóng)村老人更獨(dú)立，對(duì)家庭成員情感支持的依賴性較弱。

②經(jīng)濟(jì)支持對(duì)農(nóng)村老人生活滿意度具有顯著的提升作用，可使農(nóng)村老人的生活滿意度水平提升約4.4%，對(duì)農(nóng)村老人自評(píng)健康的影響非常有限。經(jīng)濟(jì)支持對(duì)城市老人的自評(píng)健康和生活滿意度產(chǎn)生顯著影響，其中將城市老人自評(píng)健康拉低7.4%—8.8%，將城市老人生活滿意度拉低6.5%—7.1%。對(duì)此，可能的解釋是：城市老人的經(jīng)濟(jì)狀況較好，享受的社會(huì)福利保障水平較高[40]，對(duì)子女經(jīng)濟(jì)支持的依賴較弱，甚至部分城市家庭的代際經(jīng)濟(jì)支持關(guān)系出現(xiàn)了“逆反哺模式”[43];而農(nóng)村老人的經(jīng)濟(jì)狀況相對(duì)較差，社會(huì)保障水平較低，對(duì)子女經(jīng)濟(jì)支持較為依賴，故而子女經(jīng)濟(jì)支持對(duì)其健康影響的邊際效應(yīng)更大。

③日常照料可使農(nóng)村老人的自評(píng)健康水平和生活滿意度分別提升19.1%—24.1%和20.4%—29.1%，但對(duì)城市老人健康的影響未顯現(xiàn)。這可能是因?yàn)樵谛⒘?xí)俗更為強(qiáng)烈、長(zhǎng)期照料體系不健全的鄉(xiāng)村地區(qū)，傳統(tǒng)的家庭代際關(guān)系仍是子女贍養(yǎng)父母的“反哺模式”，老人經(jīng)常以非正式社會(huì)支持方式從子女處獲得代際照料支持[41]，在養(yǎng)老照料方面主要依賴家庭支持。

（3）分居住安排估計(jì)。

不同的居住安排影響著子女代際支持的方式與內(nèi)容[44-45]，進(jìn)而會(huì)對(duì)老年人的健康產(chǎn)生差異化影響。為了考察不同居住安排下子女代際支持對(duì)父母健康的影響情況，本文將全樣本劃分為獨(dú)居、家庭和養(yǎng)老機(jī)構(gòu)三個(gè)子樣本，探討子女代際支持對(duì)父母健康的影響差異情況，估計(jì)結(jié)果如表6所示。

估計(jì)結(jié)果顯示，除了經(jīng)濟(jì)支持外，子女情感支持和日常照料對(duì)不同居住安排的老年人健康狀況均存在一定差異。

①情感交流對(duì)獨(dú)居老人和家庭居住老人的健康具有顯著的提升作用，其中，情感支持使獨(dú)居老人的生活滿意度提升13.0%—13.6%，使家庭居住老人的自評(píng)健康和生活滿意度分別提升10.9%—12.1%和10.4%。然而，情感交流對(duì)在養(yǎng)老機(jī)構(gòu)居住的老人健康的影響尚未顯現(xiàn)，可能是由于機(jī)構(gòu)養(yǎng)老是老年人與子女情感疏離的“選擇性結(jié)果”，即與子女情感較為疏遠(yuǎn)或無(wú)子女的老人才選擇機(jī)構(gòu)養(yǎng)老，也可能是養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的老人健康狀況相對(duì)較差，導(dǎo)致其對(duì)健康狀況的評(píng)價(jià)往往偏低。

②日常照料會(huì)顯著提升家庭居住老人的健康水平（自評(píng)健康和生活滿意度分別提升13.7%—17.4%和16.1%—18.5%），對(duì)獨(dú)居老人和養(yǎng)老機(jī)構(gòu)居住老人健康的影響尚未顯現(xiàn)，說(shuō)明居住安排能夠在很大程度上影響老年人健康。對(duì)此，可能的解釋是與子女同住可使得老年人獲得更好的照料和情感慰藉，有利于改善老年人的健康狀況;對(duì)機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的老年人而言，可能是社會(huì)養(yǎng)老對(duì)家庭養(yǎng)老產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”，導(dǎo)致子女對(duì)老人的照料服務(wù)供給減少;對(duì)于獨(dú)居老人而言，可能是由于老人健康狀況較好，能夠生活自理，不需要子女提供額外照料?？梢?jiàn)與獨(dú)居和住養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的老人相比，住家庭的老人能獲得更多來(lái)自子女的代際支持，明顯降低其抑郁與消極情緒、避免發(fā)生意外（如摔倒、干重活等）和改變風(fēng)險(xiǎn)行為（如吸煙、飲酒等）[46-48]，提升了健康水平。

四、總結(jié)與討論

本文基于2017—2018年中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用PSM方法考察了子女代際支持對(duì)老年人健康的影響，并探討了這種影響效應(yīng)在不同老年群體之間的異質(zhì)性。研究的基本結(jié)論如下：

①子女情感支持和日常照料對(duì)老年人自評(píng)健康和生活滿意度具有顯著的正向影響，且日常照料對(duì)老年人的健康促進(jìn)效應(yīng)明顯高于情感支持。其中，子女情感支持可使老年人自評(píng)健康和生活滿意度分別提升9.0%—10.8%和9.9%—11.3%，子女日常照料可使老年人自評(píng)健康和生活滿意度分別提升13.8%—16.3%和13.9%—14.8%。

②子女代際支持對(duì)老年人健康的影響呈現(xiàn)一定的異質(zhì)性，子女代際支持可顯著提升農(nóng)村老人和高齡老人的健康狀況，同時(shí)有助于改善獨(dú)居老人和家庭居住老人的健康狀況。

本文結(jié)論的政策含義是，在我國(guó)人口老齡化程度不斷加劇的背景下，子女代際支持對(duì)老年人健康具有積極的促進(jìn)效應(yīng)，但隨著城鄉(xiāng)融合發(fā)展以及人口快速流動(dòng)，家庭養(yǎng)老功能不斷弱化的趨勢(shì)已經(jīng)不可逆轉(zhuǎn)，這導(dǎo)致單純依靠子女支持的家庭養(yǎng)老模式可持續(xù)性降低，不利于健康老齡化的實(shí)現(xiàn)，需要相關(guān)社會(huì)政策加以關(guān)注。在制定政策時(shí)，政府應(yīng)將子女代際支持納入健康老齡化政策的核心內(nèi)涵之中，充分重視家庭養(yǎng)老功能的作用，在物質(zhì)層面（如薪酬制定、提供資助和補(bǔ)貼）和人文關(guān)懷層面（如喘息服務(wù)、護(hù)理照料假、心理支持）著力，鼓勵(lì)成年子女給予老年人更多的代際支持。同時(shí)，繼續(xù)完善多層次的社會(huì)保障制度，構(gòu)建以居家為基礎(chǔ)、社區(qū)為依托、機(jī)構(gòu)為補(bǔ)充的多元化養(yǎng)老服務(wù)供給體系，紓解子女代際支持的壓力，以期實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)、老有所醫(yī)、養(yǎng)有所安。此外，還應(yīng)盡量縮小不同年齡、戶籍及居住安排老年人健康效應(yīng)的差異，對(duì)于健康狀況較差的老年群體，應(yīng)結(jié)合其個(gè)性化需求在生活照料、心理慰藉、康復(fù)護(hù)理等方面給予適當(dāng)?shù)膸头稣樟稀?/p>

參考文獻(xiàn)：

[1]郭未，安素霞.社會(huì)性別視角下的中國(guó)老年人口不健康預(yù)期壽命及代際支持[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013（6）：93-100，108.

[2]黃慶波，杜鵬，陳功.老年父母與成年子女間的代際支持及其影響因素[J].人口與發(fā)展，2018（6）：20-28，128.

[3]CHENG S T， CHAN A C M. Filial piety and psychological well-being in well older Chinese[J]. Journals of Gerontology： Series B， 2006，61（5）：262-269.

[4]CONG Z， SILVERSTEIN M. Custodial grandparents and intergenerational support in rural China[M].? Berlin：Springer Netherlands， 2012： 109-127.

[5]CONG Z， SILVERSTEIN M. Intergenerational time-for-money exchanges in rural China： does reciprocity reduce depressive symptoms of older grandparents？[J]. Research in Human Development， 2008， 5（1）：6-25.

[6]王萍，高蓓.代際支持對(duì)農(nóng)村老年人認(rèn)知功能發(fā)展趨勢(shì)影響的追蹤研究[J].人口學(xué)刊，2011（3）：70-79.

[7]鄭志丹，鄭研輝.社會(huì)支持對(duì)老年人身體健康和生活滿意度的影響——基于代際經(jīng)濟(jì)支持內(nèi)生性視角的再檢驗(yàn)[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2017（4）：63-76.

[8]毛瑛，朱斌.社會(huì)性別視角下的代際支持與老齡健康[J].西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017（3）：63-72.

[9]SCODELLARO C， KHLAT M， JUSOT F. Intergenerational financial transfers and health in a national sample from France[J]. Social Science and Medicine， 2012， 75（7）：1296-1302.

[10]馬艷杰，冀云.我國(guó)當(dāng)代老年人的子女孝行觀念調(diào)查研究[J].調(diào)研世界，2018（5）：32-39.

[11]LEVINE C， HALPER D， PEIST A， GOULD D A. Bridging troubled waters： family caregivers， transitions， and long-term care[J]. Health Affairs， 2010， 29（1）：116-124.

[12]THOITS P A. Personal agency in the stress process[J]. Journal of Health and Social Behavior， 2006，47（4）：309-323.

[13]韋艷，劉旭東，張艷平.社會(huì)支持對(duì)農(nóng)村老年女性孤獨(dú)感的影響研究[J].人口學(xué)刊，2010（4）：41-47.

[14]張莉.從性別和婚姻狀況的角度探討代際支持對(duì)我國(guó)老年人抑郁的影響[J].華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019（5）：28-38.

[15]伍海霞，賈云竹.城鄉(xiāng)喪偶老年人的健康自評(píng)：社會(huì)支持視角的發(fā)現(xiàn)[J].人口與發(fā)展，2017（1）：66-73.

[16]鄭曉冬，蘇保忠，方向明.子女代際支持對(duì)老年人宗教信仰的影響[J].人口與發(fā)展，2018（1）：109-118，126.

[17]劉昊，李強(qiáng)，薛興利.雙向代際支持對(duì)農(nóng)村老年人身心健康的影響——基于山東省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019（4）：49-56.

[18]SILVERSTEIN M， BENGTSON V L. Does intergenerational social support influence the psychological well-being of older parents？ the contingencies of declining health and widowhood[J]. Social Science and Medicine， 1994， 38（7）：943-957.

[19]舒玢玢，同鈺瑩.成年子女外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村老年人健康的影響——再論“父母在，不遠(yuǎn)游”[J].人口研究，2017（2）：42-56.

[20]OKAMOTO K， TANAKA Y. Gender differences in the relationship between social support and subjective health among elderly persons in Japan[J]. Preventive Medicine， 2004， 38（3）：318-322.

[21]彭華茂，尹述飛.城鄉(xiāng)空巢老人的親子支持及其與抑郁的關(guān)系[J].心理發(fā)展與教育，2010（6）：627-633.

[22]左冬梅，李樹茁.基于社會(huì)性別的勞動(dòng)力遷移與農(nóng)村留守老人的生活福利——基于勞動(dòng)力流入地和流出地的調(diào)查[J].公共管理學(xué)報(bào)，2011（2）：93-100，127.

[23]趙蒙蒙，羅楚亮.預(yù)期生活照料的可獲得性與生活滿意度——基于CHARLS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2017（5）：63-81.

[24]LIANG J， KRAUSE N M， BENNETT J M. Social exchange and well-being： is giving better than receiving？[J]. Psychology and Aging， 2001， 16（3）：511-523.

[25]MOMTAZ Y A， IBRAHIM R， HAMID T A. The impact of giving support to others on older adults perceived health status[J]. Psychogeriatrics， 2014， 14（1）：31-37.

[26]黃慶波，胡玉坤，陳功.代際支持對(duì)老年人健康的影響——基于社會(huì)交換理論的視角[J].人口與發(fā)展，2017（1）：43-54.

[27]余澤梁.代際支持對(duì)老年人生活滿意度的影響及其城鄉(xiāng)差異——基于CHARLS數(shù)據(jù)7669個(gè)樣本的分析[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017（1）：62-69.

[28]劉昊，李強(qiáng)，薛興利.雙向代際支持對(duì)農(nóng)村老年人身心健康的影響——基于山東省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019（4）：49-56.

[29]宋璐，李樹茁.代際交換對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年人健康狀況的影響：基于性別差異的縱向研究[J].婦女研究論叢，2006（4）：14-20，46.

[30]KWONG Z J. Family size and support of older adults in urban and rural China： current effects and future implications[J]. Demography， 2003，40（1）：23-44.

[31]陶裕春，申昱.社會(huì)支持對(duì)農(nóng)村老年人身心健康的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2014（3）：3-14.

[32]劉二鵬，張奇林.失能老人子女照料的變動(dòng)趨勢(shì)與照料效果分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018（6）：92-105.

[33]LIU X， LIANG J， GU S. Flows of social support and health status among older persons in China[J]. Social Science and Medicine， 1995， 41（8）：1175-1184.

[34]BECKER S O， ICHINO A. Estimation of average treatment effects based on propensity scores [J]. Stata Journal， 2002， 2（4）：358-377.

[35]曾毅，顧大男.老年人生活質(zhì)量研究的國(guó)際動(dòng)態(tài)[J].中國(guó)人口科學(xué)，2002（5）：61-71.

[36]陳琴，王振宏.認(rèn)知重評(píng)策略與生活滿意度：情緒和心理韌性的多重中介效應(yīng)[J].中國(guó)臨床心理學(xué)雜志，2014（2）：306-310.

[37]唐金泉.代際支持對(duì)老年人主觀幸福感的影響——基于年齡組的差異性分析[J].南方人口，2016（2）：60-70.

[38]HECKMAN J J， VYTLACIL E. Policy-relevant treatment effects[J]. American Economic Review， 2001，91（2）：107-111.

[39]宋月萍.精神贍養(yǎng)還是經(jīng)濟(jì)支持：外出務(wù)工子女養(yǎng)老行為對(duì)農(nóng)村留守老人健康影響探析[J].人口與發(fā)展，2014（4）：37-44.

[40]姜向群，鄭研輝.中國(guó)老年人的主要生活來(lái)源及其經(jīng)濟(jì)保障問(wèn)題分析[J].人口學(xué)刊，2013（2）：42-48.

[41]賈倉(cāng)倉(cāng)，何微微.子女照料對(duì)老年人健康的影響——基于傾向得分匹配（PSM）的反事實(shí)估計(jì)[J].寧夏社會(huì)科學(xué)，2020（6）：125-135.

[42]李建新，李春華.城鄉(xiāng)老年人口健康差異研究[J].人口學(xué)刊，2014（5）：37-47.

[43]車茂娟.中國(guó)家庭養(yǎng)育關(guān)系中的“逆反哺模式”[J].人口學(xué)刊，1990（4）：52-54.

[44]LOGAN J R， BIAN F， BIAN Y. Tradition and change in the urban Chinese family： the case of living arrangements[J]. Social Forces， 1998，76（3）：851-882.

[45]鄢盛明，陳皆明，楊善華.居住安排對(duì)子女贍養(yǎng)行為的影響[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2001（1）：130-140，207-208.

[46]張莉.中國(guó)高齡老人的居住安排、代際關(guān)系和主觀幸福感——基于對(duì)CLHLS數(shù)據(jù)的分析[J].國(guó)家行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2015（5）：68-73.

[47]殷俊，劉一偉.子女?dāng)?shù)、居住方式與家庭代際支持——基于城鄉(xiāng)差異的視角[J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2017（5）：66-77.

[48]陳光燕，司偉.居住方式對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年人健康的影響——基于CHARLS追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019（5）：49-58.

[責(zé)任編輯 方 志]