□鄧大松，唐嘉梨

（1.武漢大學 社會保障研究中心，湖北 武漢 430072；2.武漢大學 董輔礽經(jīng)濟社會發(fā)展研究院，湖北 武漢 430072）

老年人生活滿意度是衡量中國老年人幸福指數(shù)的標尺，也是實現(xiàn)健康老齡化和實施健康中國戰(zhàn)略的重要內(nèi)容。然而，2015年第四次中國城鄉(xiāng)老年人生活狀況抽樣調(diào)查顯示，我國人均預期壽命77歲，但健康預期壽命僅68.7歲。“長壽不健康”的生存狀態(tài)嚴重影響老年人的生活質(zhì)量，也不利于經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展。研究老年人的生活滿意度及其影響因素，可以有效反映老年群體的多樣化需求，從而提出更具針對性的養(yǎng)老方案，為推進健康老齡化和積極老齡化提供理論參考和實踐依據(jù)，為社會穩(wěn)定和經(jīng)濟發(fā)展作出些許貢獻。

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年中國60歲及以上人口占總人口的18.70%，65歲及以上人口占總人口的13.50%，80歲及以上人口占總人口的2.54%，可以看出，中國的人口老齡化伴隨著高齡化趨勢。按照聯(lián)合國人口老齡化標準，65歲及以上人口占總人口比重大于等于7%，即視為進入老齡化社會。中國統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)顯示，2000年我國65歲及以上人口占總人口的7%，已達到老齡化社會標準。預計我國將于2022年進入深度老齡化社會，即65歲及以上人口占總人口比重超過14%，到2050年，65歲及以上人口將達到4.8億，老齡化水平升至15.5%。人口老齡化作為一種社會現(xiàn)象，是社會進步的表現(xiàn)和結果，也給人類社會帶來全新挑戰(zhàn)[1](p42-55)。隨著經(jīng)濟社會的快速發(fā)展和物質(zhì)財富的不斷積累，人民對美好生活的需要日益增長，對健康更加重視?！丁敖】抵袊?030”規(guī)劃綱要》提出促進健康老齡化，推進老年醫(yī)療衛(wèi)生服務體系建設；“十四五”規(guī)劃將積極應對老齡化作為國家戰(zhàn)略之一；國家衛(wèi)生健康委員會發(fā)布的《2020年我國衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》強調(diào)推進老年健康服務和醫(yī)養(yǎng)結合。以上都表明了高質(zhì)量養(yǎng)老的重要性，如何提高老年人生活滿意度成為不可避免的現(xiàn)實問題。

中國《老年人權益保障法》規(guī)定，老年人指年滿60歲的中華人民共和國公民，年滿80歲為高齡老人。因此，本文研究對象為60歲及以上的老年人，并試圖利用2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS2018）數(shù)據(jù)對老年人的生活滿意度及其影響因素進行研究，實證分析時，側重于從人口內(nèi)在因素、經(jīng)濟因素、健康因素和保障因素四個層面選取變量，考察各變量是否影響老年人的生活滿意度以及影響程度。

一、文獻綜述

作為衡量主觀幸福感的關鍵指標之一，生活滿意度是個體對總體生活質(zhì)量和狀況的主觀評價，它不僅體現(xiàn)了個體的物質(zhì)與精神生活水平[2](p271-279)，也綜合反映了個體實際狀況與期望生活的比較[3](p18-26)，是我國目前發(fā)展健康老齡化和實施健康中國戰(zhàn)略的理論依據(jù)。國內(nèi)外關于老年人生活滿意度的研究成果比較豐富。研究表明，我國老年人的生活滿意度普遍較高，且存在明顯的城鄉(xiāng)差異和人口學差異，影響滿意度的因素主要包括健康狀況、經(jīng)濟水平、社會支持、養(yǎng)老方式等[4](p543-549)。李建新等學者在研究城鄉(xiāng)老年人生活滿意度的差異時發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)宏觀政策環(huán)境以及老年人社會心理的不同是造成城鄉(xiāng)老年人生活滿意度差異的主要原因，又因為個人收入、養(yǎng)老制度和醫(yī)療保障等方面的發(fā)展，城鄉(xiāng)差異逐漸縮小[5](p101-110)。

多數(shù)學者認為健康是影響老年人生活滿意度的重要因素，是生活滿意度的強預測因子[6](p86-93)。連至煒等學者發(fā)現(xiàn)經(jīng)常鍛煉身體的老年人生活滿意度較高。通過長期鍛煉，不僅能改善身體健康狀況，還能擴大個人的社交網(wǎng)絡，促進心理健康[7](p5-9)。相反地，獨居和較低的生活滿意度是導致老年群體晚年抑郁的主要危險因素，這一發(fā)現(xiàn)意味著老年人的健康養(yǎng)老計劃應該包括認知干預和行為干預，以防止晚年抑郁癥的發(fā)生[8](p34-38)。王阿妮等學者從（CHARLS2013）樣本的初始健康自評分析得知，健康自評好的老年人對生活的滿意度明顯高于自評健康差的老年人[9](p99-102)。DOLAN在研究了健康的主觀指標和客觀指標后發(fā)現(xiàn)，心理健康和生活滿意度之間存在正相關關系，醫(yī)生評估的客觀健康指標對生活滿意度的影響卻相對較小，而且，Priyanka通過評估特定領域的滿意度結果顯示，老年男性和老年女性在自我報告中的健康滿意度和生活滿意度存在顯著差異[10](p176-199)。

有學者將經(jīng)濟因素，比如個人收入視為決定老年人生活滿意度的最重要因素[11](p292-300)。傅沂等學者基于CFPS跨期數(shù)據(jù)研究得知：相對收入是造成老年人生活質(zhì)量差異的主控因素[12](p10-25)，雖然年齡、性別、城鄉(xiāng)分布、健康狀況對老年人生活滿意度都有顯著影響，但影響程度遠不及相對收入。而且，經(jīng)濟因素對生活滿意度的影響并非單調(diào)遞增的[13](p536-560)，它的影響受制于老年人本身的經(jīng)濟條件，對本身經(jīng)濟條件較好的老年人來說，經(jīng)濟因素的邊際影響相對較小[14](p104-112)。

還有研究發(fā)現(xiàn)，社會支持對老年人的生活滿意度有積極影響。李建新認為社會支持可分為工具性支持、情感性支持和感知性支持[15](p45-49)。在預測老年人精神健康的因素中，家庭社會支持的重要性遠大于朋友，家庭支持改善了老年人的主觀幸福感和心理健康[16](p535-544)。家庭是老年人最重要的社會支持來源，其次是朋友，但中國的老年人從鄰居、政府或其他社會組織那里得到的支持相對較少。當老年人與其他人的聯(lián)系減少時，容易感受到孤獨和較低的生活滿意度，當面對健康狀況不好、收入較低或者社交網(wǎng)絡匱乏時，這種較低的生活滿意度更為突出[17](p113-123)。鄧大松等學者利用2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，老年人經(jīng)常參加社交活動、與子女經(jīng)常見面和聯(lián)系都對生活滿意度具有積極作用[18](p62-70)。瞿小敏引入軀體健康和心理健康作為中介變量后證明，社會支持不僅對生活滿意度有直接的增益作用，而且還通過提高軀體健康和心理健康這兩個中介變量，對生活滿意度產(chǎn)生間接的積極影響[19](p49-60)。

通過梳理以上研究文獻發(fā)現(xiàn)：多數(shù)研究將健康狀況、經(jīng)濟水平、社會支持和人口特征納入實證檢驗，而忽視了社會保障因素以及代際支持因素對老年人生活滿意度的影響。本文試圖對以往的研究進行補充和解釋，與已有研究相比，本研究在內(nèi)容上有一定的創(chuàng)新，將保障因素，包括醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和代際支持納入探討范圍，從人口內(nèi)在因素、經(jīng)濟因素、健康因素和保障因素四個方面討論老年人生活滿意度的影響因素，并以加快實現(xiàn)健康老齡化為導向，提出政策建議。

二、數(shù)據(jù)、模型與描述性統(tǒng)計分析

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

研究數(shù)據(jù)來源于2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS2018）。CHARLS是一項縱向調(diào)查，是代表中國大陸45歲及以上的居民家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。2018年的追訪問卷調(diào)查內(nèi)容包括：基本信息、家庭、健康狀況和功能、認知和抑郁、知情人信息收集、醫(yī)療保健與保險、工作和退休、養(yǎng)老金、收入、支出與資產(chǎn)、房產(chǎn)和住房情況。為確保采用最佳實踐和國際可比性結果，在健康和退休研究（HRS）模式中，CHARLS與領先的國際研究相協(xié)調(diào)。為確保樣本的代表性，CHARLS基線調(diào)查覆蓋了全國150個縣和地區(qū)的450個村莊和城市社區(qū)，涉及10 257個家庭中的17 708人。從以上調(diào)查情況看，CHARLS數(shù)據(jù)基本反映了中國老年人的總體情況，具有較好的代表性，并且符合研究目的，即旨在研究老年人的生活滿意度及其影響因素。因此，我們僅截取60歲及以上老年人作為研究樣本，由于選取的樣本中部分變量缺失，最終包含的樣本規(guī)模為1 792人。在選取的1 792個樣本中，男性411人，占比22.9%，女性1 381人，占比77.1%，女性人數(shù)相對較多；60—69歲老年人910人，占比50.8%，70—79歲老年人634人，占比35.4%，80歲及以上高齡老年人248人，占比13.8%，低齡老年人比重相對較大；有配偶人數(shù)1 211人，占比67.6%，無配偶（指離異、喪偶和未婚）老年人數(shù)581人，占比32.4%，有配偶的老年人相對較多；受過初中及以上教育的老年人418人，占比23.3%，僅受過初中以下教育的老年人1 374人，占比76.7%，從中可以看出目前我國老年人的受教育水平普遍較低。CHARLS使用的問卷調(diào)查中將滿意度分為“極其滿意”“非常滿意”“比較滿意”“不太滿意”和“一點也不滿意”，本研究將“極其滿意”“非常滿意”和“比較滿意”歸為“滿意”一類，將“不太滿意”和“一點也不滿意”歸為“不滿意”一類，因此，所有樣本中，對健康滿意的老年人453人，占比25.3%，對健康不滿意的老年人1 339人，占比74.7%，大多數(shù)老年人對自身的健康滿意度較低。參加醫(yī)療保險的老年人1 741人，占比97.2%，沒參加醫(yī)療保險的51人，占比2.8%，我國老年人口的醫(yī)療保險參與度較高。參加養(yǎng)老保險的老年人292人，占比16.3%，沒參加養(yǎng)老保險的老年人1 500人，占比83.7%，養(yǎng)老保險參與度較低?？傮w來看，調(diào)查結果基本符合我國老年人的現(xiàn)狀，因此問卷調(diào)查選擇的樣本具有一定的代表性。具體樣本變量特征參見表1。

表1：變量特征

（二）變量說明與描述性統(tǒng)計分析

1.樣本變量說明。本研究從問卷調(diào)查中選取的因變量為老年人的生活滿意度，即（CHARLS2018）追訪問卷中的問題DC028。另外，問卷調(diào)查將所有1 792個樣本中的“極其滿意”“非常滿意”和“比較滿意”歸為“滿意”一類并賦值為1，將“不太滿意”和“一點也不滿意”歸為“不滿意”一類并賦值為0。在綜合分析以往關于老年人生活滿意度結論的基礎上，根據(jù)研究目的和實際情況，將核心自變量分為四大類，即：人口內(nèi)在因素（性別、年齡、婚姻狀態(tài)、受教育水平）、經(jīng)濟因素（個人收入、子女經(jīng)濟支持、支持子女費用）、健康因素（對健康滿意度、自評健康狀況、是否殘疾、是否患有慢性病、是否吸煙）、保障因素（是否參加醫(yī)療保險、是否參加養(yǎng)老保險、與子女聯(lián)系頻率），共選取15個可能對老年人生活滿意度產(chǎn)生影響的評價指標。為了方便實證分析中的計算，將經(jīng)濟因素（個人收入、子女經(jīng)濟支持、支持子女費用）的原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)后進行計量。

2.樣本描述性統(tǒng)計分析。在本研究從問卷調(diào)查選取的1 792個樣本中，所有變量的描述性統(tǒng)計分析結果如下：篩選出的1 792位老年人中有1 539位老年人對生活滿意，占比85.9%，表明我國大部分老年人對生活感到滿意。從人口內(nèi)在因素看，女性多于男性，男性僅占22.9%，以低齡老年人為主，平均年齡70.7歲，大部分老年人有配偶，占比67.6%，且受教育水平普遍較低，多為小學文化水平或文盲，僅有23.3%老年人擁有初中及以上受教育水平。從經(jīng)濟因素看，來自子女的經(jīng)濟支持（代際經(jīng)濟供養(yǎng)）和用于支持子女的費用（代際經(jīng)濟資助）均包括金錢和物品等（原始數(shù)值為0的數(shù)據(jù)，取自然對數(shù)以后仍然用0表示），由此得到個人收入、代際經(jīng)濟供養(yǎng)和代際經(jīng)濟資助最小值均為0，最大值分別為13.306、12.548和13.819，均值分別為6.051、7.243和2.875，對于大部分老年人來說，代際經(jīng)濟供養(yǎng)高于代際經(jīng)濟資助。從健康因素看，對健康滿意度的度量方式與因變量生活滿意度一樣，數(shù)據(jù)表示大部分老年人對自身健康不滿意，滿意的僅占25.3%，而且，自評健康狀況較差，僅有19.5%自評好。殘疾和吸煙的老年人占比較少，分別為15.2%和7.5%，患有慢性病的老年人數(shù)量略高于不患慢性病的數(shù)量，占比51.5%，此項樣本變量的比例相對均衡。從保障因素看，幾乎所有老年人都參加了醫(yī)療保險，占比高達97.2%，但是參加養(yǎng)老保險的人數(shù)較少，僅占樣本量的16.3%。另外，在“與子女聯(lián)系頻率”的度量中，本研究將每月聯(lián)系大于或等于1次的賦值為1，表示經(jīng)常聯(lián)系，將每月聯(lián)系少于1次的賦值為0，表示不經(jīng)常聯(lián)系。分析結果表示，大多數(shù)老年人與子女經(jīng)常聯(lián)系，占比77.3%。具體統(tǒng)計結果見表2。

嚴格說來統(tǒng)計學與概率論是相生相伴的，即使是古典概型中的等可能性假設也是基于人的經(jīng)驗，而這種經(jīng)驗無疑是反復試驗的結果．雖然統(tǒng)計的思想與方法自古就有，但作為專門的知識，統(tǒng)計學的產(chǎn)生比概率論稍微晚一些，距今300年左右的時間．對于統(tǒng)計學的思想闡述得最到位的一本書也許是D. Freedman的《統(tǒng)計學》，全書雖然公式極少，但對統(tǒng)計的思想方法敘述得很清楚，也許可以作為中學教師參考書的一個不錯的選擇．教師們可以參考其中部分章節(jié)，例如該書關于檢驗講述得通俗易懂（參見文[1]）．

表2：描述性統(tǒng)計結果

（三）實證模型選擇

研究中因變量為老年人的生活滿意度，并將滿意度分為“滿意”和“不滿意”兩類，屬于二分類離散變量，因此選用二元Logistic回歸模型對樣本數(shù)據(jù)進行分析，效應量用風險比（OR值）表示。使用二元Logistic回歸分析有以下前提：一是樣本量是自變量的5倍以上，研究樣本量1 792個，自變量15個，滿足該前提；二是對15個自變量做多重共線性檢驗，得到方差膨脹系數(shù)（VIF）均小于10，即各自變量不存在多重共線性，能夠獨立存在于同一個實證模型中，并反映各自代表的內(nèi)容。將基本回歸方程設定如下：

其中，用Yi表示第i位老年人對生活的滿意度，“滿意”時取值為1，“不滿意”時取值為0。用Xki表示第i位老年人的內(nèi)在因素、經(jīng)濟因素、健康因素和保障因素等變量，α表示截距參數(shù)，βk表示各自變量的偏回歸系數(shù)，反映了老年人的人口內(nèi)在因素、經(jīng)濟因素、健康因素和保障因素等方面自變量Xki對生活滿意度Yi的影響方向及程度，如果在控制其他因素不變的情況下，某一個自變量增加一個單位，logit（p）隨之增加，則β值為正，反之為負。

然后，設p為老年人口對生活滿意的概率，則1-p為老年人口對生活不滿意的概率，對以上二元Logistic模型作自然對數(shù)單位轉換后得：

在研究15個自變量對老年人生活滿意度的影響機制時，將其分為四個模型進行二元Logistic回歸分析，每一個回歸結果都以風險比（Odds Ratio）即OR值呈現(xiàn)。實證分析步驟如下：第一步，在模型中引入人口內(nèi)在因素方面的自變量（性別、年齡、婚姻狀態(tài)、受教育水平），得到模型1和回歸結果；第二步，在模型1的基礎上，引入經(jīng)濟因素方面的自變量（個人收入、子女經(jīng)濟支持、支持子女費用），得到模型2和回歸結果；第三步，在模型2的基礎上，引入健康因素方面的自變量（健康滿意度、自評健康狀況、是否殘疾、是否患有慢性病、是否吸煙），得到模型3和回歸結果；第四步，在模型3的基礎上，引入保障因素方面的自變量（是否參加醫(yī)療保險、是否參加養(yǎng)老保險、與子女聯(lián)系頻率），得到模型4和回歸結果。

三、實證結果分析

使用（CHARLS2018）追訪問卷調(diào)查得到的橫截面數(shù)據(jù)，通過SPSS22.0軟件對模型1、模型2、模型3和模型4分別作二元Logistic回歸分析。其中，分類協(xié)變量均以賦值為0的樣本因素作為參考，霍斯默-萊梅肖（Hosmer-Lemeshow）檢驗的零假設是觀測數(shù)據(jù)和回歸模型的擬合狀況良好，備選假設是擬合狀況不好，若P值大于0.05則接受零假設，即表示觀測數(shù)據(jù)和回歸模型的擬合狀況良好。具體回歸結果見表3和表4?？梢钥闯觯膫€模型均通過霍斯默-萊梅肖檢驗，擬合狀況良好，且回歸結果基本一致。說明加入新的解釋變量較好地解決了遺漏變量誤差產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。因此，本文選擇模型4作為最終分析和研究的回歸模型，這是一個考慮內(nèi)生性問題后，能夠比較全面和準確反映老年人生活滿意度及其各核心影響因素的二元Logistic回歸模型。

表3：老年人口生活滿意度影響因素的二元Logistic回歸結果

表4：霍斯默-萊梅肖檢驗

（一）人口內(nèi)在因素

老年人生活滿意度影響因素的二元Logistic回歸結果顯示，老年人的性別（P＜0.05）、年齡（P＜0.1）和婚姻狀態(tài)（P＜0.05）對生活滿意度有顯著影響，受教育水平?jīng)]有顯著影響。具體解釋為：男性老年人對生活滿意度評價高的概率比女性老年人多0.686（OR=1.686）倍；老年人的年齡每增加一單位，選擇對生活滿意度高的概率就增加0.022（OR=1.022）倍；有配偶老年人比無配偶老年人對生活滿意的概率高0.427（OR=1.427）倍。

首先，普遍來說，相比女性，男性可能更加理性，情緒調(diào)節(jié)能力更強，來自工作和生活的壓力可能比女性更小，從而導致男性老年人的生活滿意度更高。其次，處于老年階段初期的老年人可能沒有習慣和適應自己的老年生活狀態(tài)，經(jīng)過一段時間后，老年人從生理和心理上都更能接受老年生活，因此生活滿意度會逐漸提升。老年理論指出，當人群進入老年階段，角色發(fā)生轉變，身體狀態(tài)、經(jīng)濟水平以及社會交往都將與以往有較大差異，這種差異可能對老年人的心理狀況造成沖擊，以至于影響生活滿意度。再次，有配偶的老年人在生活中有長期陪伴，有排解孤獨感和負面情緒的對象，因此對生活的滿意度相對較高。李德明等學者研究發(fā)現(xiàn)，獨居老人出現(xiàn)孤獨等負面情緒的比例（25.6%）顯著高于與配偶同居的老人（17.5%）和非空巢老人（17.4%）[20](p294-300)。最后，雖然受教育水平高可以提升人的認知水平，保持對生活的好奇和熱情，但是受教育程度越高的老年人可能會更加積極思考，更善于發(fā)現(xiàn)問題，導致他們無法純粹地享受生活，這里產(chǎn)生的一對矛盾可能會抵消受教育水平對老年人生活滿意度的影響。Wilson等學者研究發(fā)現(xiàn)：受教育水平越高的人會將自己歸納到較高的社會層級，對教育的期望收益就越高，一旦遭受挫折，對生活的滿意度就會迅速下降。Hartog通過比較得出：接受中等教育的群體幸福感是最高的[21](p67-75)。

（二）經(jīng)濟因素

在經(jīng)濟因素中，來自子女的經(jīng)濟支持（P＜0.01）和用于支持子女的費用（P＜0.05）均對生活滿意度有顯著影響，而老年人的個人絕對收入對生活滿意度沒有顯著影響。也就是說，代際經(jīng)濟供養(yǎng)每增加一單位，老年人對生活滿意度高的概率就增加0.100（OR=1.100）倍；代際經(jīng)濟資助每增加一單位，對生活滿意的概率會增加0.056（OR=1.056）倍。

老年人生活滿意度影響因素的二元Logistic回歸結果顯示，老年人無論是接受來自子女更多的經(jīng)濟支持，還是支持子女更多的經(jīng)濟開支，生活滿意度都相對較高，說明良好和諧的代際關系是提高老年人生活滿意度的重要因素。代際經(jīng)濟交換是私人領域家庭成員經(jīng)濟活動的重要內(nèi)容，也是中國家庭構成的重要節(jié)點[22](p92-103)。但是我國家庭呈現(xiàn)小型化、核心化和老年空巢化趨勢[23](p87-94)，代際互動減少，老年人缺乏日常精神慰藉和歸屬感，不利于身心健康。另外，雖然擁有較高個人收入的老年人更能負擔生活中的各項開支，滿足衣食住行等各方面的消費需求，生活滿意度會相應提高，但是如文獻綜述中所說，個人絕對收入對生活滿意度的影響有前提條件，相對收入和在原本經(jīng)濟水平上的收入變化對生活滿意度的影響是顯著的。因此，收入不平等、消費差異與生活滿意度的關系值得進一步討論。

（三）健康因素

在健康狀況的因素中，老年人的健康滿意度（P＜0.01）、自評健康狀況（P＜0.05）、是否殘疾（P＜0.1）、是否患慢性?。≒＜0.05）和是否吸煙（P＜0.05）均對生活滿意度有顯著影響。具體而言：老年人對健康的滿意度每高一單位，對生活滿意度高的概率會增加4.961（OR=5.961）倍；自評健康狀況好的老年人比自評健康狀況不好的老年人選擇對生活滿意的概率高0.836（OR=1.836）倍；殘疾老年人比健全老年人對生活滿意度高的概率低0.283（OR=0.717）倍；患有慢性病的老年人比無慢性病老年人選擇高生活滿意度的概率低0.255（OR=0.745）倍；吸煙的老年人比不吸煙老年人對生活滿意的概率低0.521（OR=0.479）倍。

有學者在評估健康的主觀指標和客觀指標后發(fā)現(xiàn)，主觀指標對生活滿意度的影響比客觀指標更加顯著，與本研究得出的結論一致。一方面可能是因為生活滿意度本身就是一個主觀概念，所以主觀指標如健康滿意度和自評健康對其的影響更顯著。另一方面，可能由于殘疾和慢性病的持續(xù)性、長期性特點，老年人有適應時期，導致其對生活滿意度的影響相對較小。另外，為了提高老年人健康水平和生活滿意度，利用法律、價格和稅收等手段進行控煙是合理且必要的，此處健康可能是對吸煙行為和生活滿意度產(chǎn)生了中介效應，本研究不做過多驗證。

（四）保障因素

模型4在人口內(nèi)在因素、經(jīng)濟因素和健康因素的基礎上，引入保障因素。其中，老年人口是否參加養(yǎng)老保險（P＜0.05），以及與子女的聯(lián)系頻率（P＜0.01）對生活滿意度有顯著影響?？梢越忉尀椋簠⒓羽B(yǎng)老保險的老年人比不參加養(yǎng)老保險的老年人選擇對生活滿意的概率高0.972（OR=1.972）倍；與子女經(jīng)常聯(lián)系的老年人比與子女不經(jīng)常聯(lián)系的老年人選擇對生活滿意的概率高0.534（OR=1.534）倍。

因為有高達97.2%的老年人參與了醫(yī)療保險，可能無法在實證分析中區(qū)別影響度，這也反映了醫(yī)療保險在老年群體中的普遍性。隨著年齡增長，老年人面臨退休后收入減少和患病率升高等問題，參與養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險有效緩解了日常支出和醫(yī)療費用壓力。而且，醫(yī)療保險的介入促進了家庭代際的經(jīng)濟交換，具體表現(xiàn)為向上的代際經(jīng)濟供養(yǎng)明顯減少，而向下的代際經(jīng)濟資助明顯增加[24](p39-50)。目前伴隨著我國家庭功能弱化，空巢老人缺少精神慰藉，由此產(chǎn)生的負面情緒，如焦慮、抑郁和孤獨等心理問題呈上升趨勢，影響了他們的晚年生活品質(zhì)[25](p241-243)，經(jīng)常與子女聯(lián)系有利于老年人的心理健康，從而對生活滿意度傾向于積極評價。

四、研究結論與建議

（一）研究結論

運用2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS2018）的數(shù)據(jù)研究老年人的生活滿意度及其影響因素，研究結果表明：人口內(nèi)在因素、經(jīng)濟因素、健康因素和保障因素對老年人的生活滿意度均有不同程度的影響。從人口內(nèi)在因素看，男性、年齡偏高、有配偶的老年人對生活滿意度的評價較高，受教育水平不影響老年人生活滿意度；從經(jīng)濟因素看，接受子女經(jīng)濟支持較多和給予子女較多經(jīng)濟支持的老年人傾向于積極的生活滿意度，老年人的個人絕對收入對生活滿意度沒有顯著影響；從健康因素看，健康滿意度較高、自評健康狀況好、無殘疾、無慢性病和不吸煙的老年人對生活滿意度較高；從保障因素看，參加養(yǎng)老保險和與子女經(jīng)常聯(lián)系對老年人的生活滿意度具有正面影響。

可以看出，研究選擇的所有健康指標均對老年人生活滿意度具有顯著影響，健康狀況是影響老年人生活滿意度的重要因素。生理健康、心理健康和社會適應共同反映老年人的健康狀況，可以直接影響老年人生活滿意度，也可以作為中介變量，通過個人行為間接影響。而且，主觀指標比客觀指標產(chǎn)生的影響更加顯著。健康是人類永恒的追求，也是提高生活質(zhì)量的基礎因素。因此，亟須改進養(yǎng)老方式，推進健康老齡化以提升老年人的生活滿意度。

（二）政策建議

1.建設老年健康服務體系，提高醫(yī)療和養(yǎng)老服務可及性。由前文的實證分析結果可知，老年人的健康狀況對生活滿意度有顯著影響，即在生理健康、心理健康和社會適應等方面越好，老年人的生活滿意度就越高。與發(fā)達國家“先富后老”和“邊富邊老”的國情不同，中國在老齡化社會初期面臨“未富先老”的情況，因此，需要建立多層次、廣覆蓋、高質(zhì)量的老年健康服務體系，增強醫(yī)療和養(yǎng)老服務可及性，并同時涵蓋生理健康和心理健康服務。建立老年人分類管理機制，針對不同需求類型的老年人，設計差異化和個性化的養(yǎng)老方案，解決老年健康服務的供需困境，以提高老年人的健康滿意度?！丁笆濉苯】道淆g化規(guī)劃》首次明確“健康老齡化”內(nèi)涵，并強調(diào)重點優(yōu)化“醫(yī)”“養(yǎng)”資源配置格局，構建醫(yī)養(yǎng)結合服務網(wǎng)絡，推進醫(yī)養(yǎng)結合體制機制建設，優(yōu)化“醫(yī)”“養(yǎng)”“護”三方協(xié)同策略，創(chuàng)新養(yǎng)老長效機制。在“健康中國”戰(zhàn)略推動下，醫(yī)養(yǎng)結合是養(yǎng)老模式的創(chuàng)新，更是一種有益的服務供給探索和理性的制度選擇[26](p107-114)。

2.完善老年人社會保障機制，加大補貼力度和社會支持。由保障因素分析得出，參加養(yǎng)老保險對老年人生活滿意度有明顯的正向影響。所以，應當在宏觀政策和財政資金的支持下，根據(jù)實際情況，適當加大對參保繳費和養(yǎng)老金發(fā)放的補貼力度，完善社會養(yǎng)老保障制度，健全老年醫(yī)療保障體系，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的長期護理保險制度，促進醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險與商業(yè)保險相結合，形成全方位、綜合性的保障體系?？梢詫鹘y(tǒng)的“子女贍養(yǎng)老人”模式通過父母為子女購買養(yǎng)老保險轉化為“父母為子女養(yǎng)老”，父母在勞動年齡自愿為子女購買任意額度的養(yǎng)老保險，供子女老年時期使用。這不僅提高了養(yǎng)老保險持有率，還降低了養(yǎng)老服務成本和社會養(yǎng)老負擔。另外，鼓勵企業(yè)等社會力量參與發(fā)展銀發(fā)產(chǎn)業(yè)，發(fā)揮我國市場高效率的優(yōu)勢，使養(yǎng)老兼具經(jīng)濟與社會效益，多方協(xié)同優(yōu)化資源配置，推動產(chǎn)業(yè)發(fā)展，提高社會福利。

3.發(fā)展老年社交生態(tài)組織，增加老年人的溝通和交際機會。根據(jù)影響因素分析結果，男性、年齡較大、有配偶的老年人對生活滿意度更高。因此，可以建立老年社交生態(tài)組織以增加老年人的溝通和交際機會。尤其針對女性、低齡老人和無配偶的老年人可以參考精準扶貧政策，對這類脆弱群體進行精準識別和定向幫扶，關注他們的生活狀態(tài)和健康狀況。興辦老年大學、老年活動室和老年文化交流中心，為老年人提供便捷的社交場合，豐富老年人的生活，緩解老年人生活壓力和焦慮。開發(fā)更多適合老年人的工作，比如教師、醫(yī)生等需要豐富經(jīng)驗的崗位，提高勞動參與率，從而增加老年人的個人收入和代際經(jīng)濟支持，實現(xiàn)養(yǎng)老模式轉型，提升老年人的價值感和成就感，促進積極老齡化。