胡朋,周建芳

(南京郵電大學(xué)社會與人口學(xué)院,江蘇 南京 210023)

隨著中國快步進(jìn)入“銀發(fā)社會”,老年健康逐漸成為社會科學(xué)研究的熱點(diǎn)。一方面老年人抑郁癥患病率高達(dá)25.6%,且呈現(xiàn)升高的趨勢［1],另一方面,失能、半失能老人也占到了老年人口的18.3%［2]。為此,健康老齡化已經(jīng)成為我國積極應(yīng)對人口老齡化戰(zhàn)略的重要內(nèi)容,《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》和《國家積極應(yīng)對人口老齡化中長期規(guī)劃》中都強(qiáng)調(diào)要提高老年人健康水平,持續(xù)發(fā)展和維護(hù)其健康生活,促進(jìn)健康老齡化的實(shí)現(xiàn)。根據(jù)健康生態(tài)學(xué)理論,影響老年人健康的因素有個(gè)體、家庭和社會三個(gè)層面。但是,隨著我國老年家庭的空巢化、小型化、多元化的居住模式轉(zhuǎn)換,家庭在生活照料、經(jīng)濟(jì)支持和精神慰藉方面的代際支持情況也隨之發(fā)生變化,而目前代際支持對老年人口健康的影響的研究結(jié)論差異較大,可能是由于研究地點(diǎn)、研究對象和測量指標(biāo)的不同,存在選擇偏倚和內(nèi)容效度不足的可能,抑或是沒有考慮社會因素的復(fù)雜性和互為因果,為此,本研究擬選取全國性調(diào)查數(shù)據(jù),從生理、心理和自評三個(gè)維度測量健康,從經(jīng)濟(jì)、生活照料和精神慰藉三個(gè)維度測量代際支持,以克服樣本選擇偏倚、指標(biāo)片面造成的可能影響,并進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn),以充分澄清二者之間的關(guān)系。

1 數(shù)據(jù)來源、變量選取及分析方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

分析數(shù)據(jù)來自2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey,簡稱CLHLS),CLHLS由北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心、國家發(fā)展研究院組織的老年人追蹤調(diào)查,調(diào)查范圍覆蓋全國23個(gè)省市自治區(qū),調(diào)查對象為65歲及以上老年人和35-64歲成年子女。截止至2018年全國追訪完成時(shí),其樣本已累計(jì)入戶訪問11.3萬人次。本研究運(yùn)用了其中個(gè)人、家庭和健康等版塊的數(shù)據(jù),在剔除關(guān)鍵指標(biāo)缺失的樣本后一共得到了11706例有效樣本信息。

1.2 變量選取

1.2.1 因變量

本研究的因變量為老人健康狀況,從生理健康、心理健康以及自評健康三個(gè)維度測量。生理健康用日常生活能力量表(Activity of Daily Living Scale,ADL)進(jìn)行測量,反映基本活動(dòng)能力,相對客觀。測量問題為:“請問您洗澡、穿衣、進(jìn)食、如廁、大小便控制、上下床時(shí)是否需要他人幫助?”測量,根據(jù)老人得到幫助的程度答案可分為“沒有困難,無需幫助;有一些困難,需要幫助;無法完成,必須得到幫助”3種選項(xiàng)。參考晏月平等人的研究［3],如果老年人在ADL量表中所涉及的6項(xiàng)活動(dòng)均不需要幫助可以自行完成,則定義為不失能,ADL=0,若老人在一項(xiàng)或多項(xiàng)活動(dòng)完成上存在困難,需要幫助,或者無法完成,則定義為失能,ADL=1。心理健康用抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale,CES-D 10)進(jìn)行測量,相對主觀。一共10個(gè)條目,答案為“總是;經(jīng)常;有時(shí);很少;從不;拒絕回答”?？偟梅謪^(qū)間為10～50分,得分越高說明抑郁傾向越重,心理越不健康。本文參照該量表抑郁評價(jià)劃分標(biāo)準(zhǔn)［3],將得分在30分及以上的老年人認(rèn)定為有抑郁傾向,30分以下則認(rèn)為心理健康。自評健康用問題“您認(rèn)為您的健康狀況怎樣?”進(jìn)行測量,答案分為“很好;好;一般;不好;還是很不好”。參照既往研究［3],本文將自評健康設(shè)為一個(gè)二分類變量,當(dāng)受訪者回答“很好、好”時(shí)則取值為1;當(dāng)受訪者回答“一般、不好、很不好”時(shí)取值為0。

1.2.2 自變量

本研究的自變量為代際支持,從生活照料、精神慰藉、經(jīng)濟(jì)支持三個(gè)維度進(jìn)行全面測量,對應(yīng)的測量問題分別為“是否獲取生活照料支持”“是否獲取精神慰藉支持”和“是否獲取經(jīng)濟(jì)支持”,回答“是”,賦值為1,回答“否”,賦值為0。

1.2.3 控制變量

依據(jù)既往研究中發(fā)現(xiàn)的老年健康影響因素和CLHLS2018中可利用數(shù)據(jù)情況,本研究的控制變量共納入了6個(gè)基礎(chǔ)變量,分別為老人的性別、年齡、婚姻狀況、受教育情況、養(yǎng)老金領(lǐng)取情況和現(xiàn)居地性質(zhì),詳情如表1所示。

表1 各類變量的設(shè)置情況及變量說明

1.3 研究方法

首先,運(yùn)用描述統(tǒng)計(jì)方法對老年人口獲取代際支持的現(xiàn)狀以及老年人的健康狀況進(jìn)行分析。其次,運(yùn)用Probit回歸模型分析代際支持與老年人口生理、心理健康和自評健康之間的關(guān)系。

Healthi=β0+β1DailyCare+β2SpiritualConsolation+β3EconomicSupport+δixi+εi

(1)

公式(1)為本研究Probit模型,在公式(1)中,Healthi是被解釋變量,其是用來衡量老人健康狀況的指標(biāo);DailyCare為老人是否獲得生活照料,SpiritualConsolation為老人是否獲得精神慰藉,EconomicSupport為老人是否獲得經(jīng)濟(jì)支持,xi代表其它控制變量,εi為誤差項(xiàng)或者隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),β0為待估計(jì)參數(shù)或者參數(shù)向量,反映代際支持對老年人口生理、心理健康和自評健康的影響。

最后,因代際支持與老年人口生理健康、心理健康和自評健康之間可能存在的內(nèi)生性問題,引入工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。所考慮的內(nèi)生解釋變量有三個(gè),為避免過度識別(內(nèi)生解釋變量少于工具變量的個(gè)數(shù)),選用的工具變量也為三個(gè),分別是“是否照顧了孫輩”“是否給子女財(cái)物支持”“是否主要由子女支付醫(yī)療費(fèi)”,這些變量分別來源于問卷中問題“您現(xiàn)在從事/參加帶小孩嗎?”“近一年來,您給子女(包括同住與不同住的所有孫子女及其配偶)提供現(xiàn)金(或?qū)嵨镎酆?多少元?”“您的醫(yī)療費(fèi)用主要由誰支付?”,其中“1”代表“是”,即分別為照顧了孫輩、給予了子女財(cái)物支持、醫(yī)療費(fèi)主要由子女支付。另外,采用二階段最小二乘法(2SLS)的工具變量法對模型進(jìn)行兩階段估計(jì),采用兩步法來進(jìn)行Probit模型的內(nèi)生性檢驗(yàn)。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 樣本基本情況

表2給出了被調(diào)查老年人口的基本情況。樣本中,男女比例相近,女性老人稍多,占比為53.31%;老人年齡的最小值為60歲,最大值為117歲,平均值為83.252歲,樣本以70～99歲的中高齡老人居多,這與CLHLS的個(gè)案連續(xù)追蹤調(diào)查加新補(bǔ)充隨機(jī)樣本的抽樣方式有關(guān);從婚姻狀況來看,有一半多的老人沒有配偶(包含暫時(shí)沒有跟配偶一起居住的老人);從受教育情況看,也有超一半的老人沒有上過學(xué);從養(yǎng)老金的領(lǐng)取情況看,領(lǐng)取養(yǎng)老金和未領(lǐng)取養(yǎng)老金的老年人占比極為接近;地區(qū)特征方面,樣本中以居住在農(nóng)村的老人明顯居多,居住在城鎮(zhèn)的老人僅占29.01%。

表2 樣本老年人口的基本情況

表3列出了模型中所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。受訪老人所獲得的生活照料、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持的均值分別為0.408、0.767和0.720。說明老人從子女那里獲得的生活照料、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持的情況存在一定差異,獲得生活照料支持的比例相對較低,總體看來,代際支持的比例均有待提升。在健康方面,雖然樣本中生理、心理健康狀況較好的老人占比均多于生理、心理健康狀況較差的老人,且分布較為分散,存在極小值左偏分布情形。同時(shí),雖然大多數(shù)老年人口的生理健康評價(jià)處于未失能狀態(tài)、心理健康評價(jià)也未處于抑郁狀態(tài),但自評健康狀況的均值僅為0.485,這表明了老人對自身的健康狀態(tài)還有更高的期許。

表3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(n=11706)

2.2 代際支持對老年人口健康影響分析

2.2.1 代際支持與老年人口健康的相關(guān)性分析

據(jù)表4的列聯(lián)分析顯示,代際支持與老年人口的生理健康和自評健康均顯著相關(guān),而生活照料支持、精神慰藉支持也與老年人口的心理健康顯著相關(guān)。生理健康方面,非失能老人中有近七成的老人未獲得生活照料支持,有25.67%的老人未獲得精神慰藉,有27.37%的老人未獲得經(jīng)濟(jì)支持;失能老人中僅有一成多的老人未獲得生活照料支持,也僅有一成多的老人未獲得精神慰藉支持,還有三成的老人未獲得經(jīng)濟(jì)支持。心理健康方面,沒有抑郁傾向的老人中未獲得生活照料支持的占六成,未獲得精神慰藉支持的老人占23.06%,未獲得經(jīng)濟(jì)支持的老人也達(dá)到了28.03%;有抑郁傾向的老人中有半數(shù)以上的老人未獲得生活照料支持,有25.47%的老人未獲得精神慰藉支持,還有27.72%的老人未獲得經(jīng)濟(jì)支持。自評健康方面,認(rèn)為自己不健康的老人中超過一半的老人未獲得生活照料支持,而未獲得精神慰藉支持的占24.30%,未獲得經(jīng)濟(jì)支持的占27.30%;而認(rèn)為自己健康的老人中有六成以上的老人未獲得生活照料支持,有22.32%的老人未獲得生活照料支持,還有28.73%的老人未獲得經(jīng)濟(jì)支持。

表4 代際支持與老年人口健康狀況相關(guān)性分析(n=11706)

2.2.2 代際支持與老年人口健康的Probit回歸模型分析

為進(jìn)一步了解代際支持與老年人口健康狀況之間的相關(guān)關(guān)系,研究使用了Probit模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)果如表5所示。在模型1中,生活照料支持與老年人口失能狀況顯著正相關(guān),其系數(shù)為1.240。而精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持均與生理健康不相關(guān)。在模型2中,生活照料支持與老年人口抑郁傾向顯著正相關(guān),而精神慰藉支持與老年人口抑郁傾向顯著負(fù)相關(guān),其系數(shù)分別為0.134和-0.165。在模型3中,生活照料支持與老年人口自評健康顯著負(fù)相關(guān),精神慰藉支持與老年人口自評健康顯著正相關(guān),系數(shù)分別為-0.134、0.100,而經(jīng)濟(jì)支持與老年人口自評健康不相關(guān)。

表5 代際支持與老年人口健康的Probit模型回歸結(jié)果(n=11706)

2.3 內(nèi)生性分析

因生活照料、精神慰藉以及經(jīng)濟(jì)支持與老年人生理、心理和自評健康之間可能存在互為因果的關(guān)系,即生活照料、精神慰藉以及經(jīng)濟(jì)支持可能是老年健康的內(nèi)生解釋變量,為此使用數(shù)據(jù)集中的另外三個(gè)變量作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。一方面是否照顧了孫輩、是否給子女財(cái)物支持、是否主要由子女支付醫(yī)療費(fèi)與老年人口健康高度相關(guān),滿足工具變量的相關(guān)性;另一方面,假設(shè)三個(gè)工具變量不直接影響老年人口的健康狀況,故滿足工具變量的外生性。表6顯示了內(nèi)生性分析的結(jié)果,生理健康、心理健康以及自評健康模型的弱工具變量檢驗(yàn)均通過,且模型一階段回歸的F值均遠(yuǎn)大于10,說明不存在所謂弱工具變量的問題［4],選取的三個(gè)工具變量滿足相關(guān)性和獨(dú)立性要求,所選用的工具變量對內(nèi)生變量有較強(qiáng)的解釋力度,而模型沃爾德檢驗(yàn)的P值均小于0.001,即三個(gè)模型確實(shí)存在內(nèi)生性問題,故可認(rèn)為生活照料、精神慰藉和經(jīng)濟(jì)支持都是老年人口健康的內(nèi)生解釋變量。在控制了內(nèi)生性問題后:

表6 Probit模型內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果(n=11706)

模型1中,生活照料、精神慰藉與老人失能狀況呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,而經(jīng)濟(jì)支持與老人失能狀況呈正相關(guān)關(guān)系。相較于原模型,生活照料的系數(shù)從1.240變?yōu)?6.530,精神慰藉的系數(shù)從0.033變?yōu)?3.749,經(jīng)濟(jì)支持的系數(shù)也從-0.056變?yōu)?.493,不僅都改變了符號,且均通過了顯著性檢驗(yàn),這說明生活照料、精神慰藉會顯著正向影響老人的生理健康,而經(jīng)濟(jì)支持會顯著負(fù)向影響老人的生理健康。如果使用一般的Probit模型進(jìn)行估計(jì),由于忽略了模型的內(nèi)生性,將低估生活照料、精神慰藉對于老人生理健康的正作用,也將低估經(jīng)濟(jì)支持對于老人生理健康的負(fù)作用。

在模型2中,生活照料與老人抑郁傾向具有顯著正相關(guān)關(guān)系,精神慰藉、經(jīng)濟(jì)支持與抑郁傾向呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。與原模型相比,生活照料的系數(shù)由0.134增加到了0.838,精神慰藉的系數(shù)由-0.165變?yōu)?0.486,而經(jīng)濟(jì)支持的系數(shù)從-0.006減少到為-0.450,這表明生活照料將不利于老年人的心理健康,而精神慰藉、經(jīng)濟(jì)支持則有助于老人心理健康狀況的改善。所以一般的Probit模型在低估生活照料對于老人心理健康的負(fù)作用的同時(shí),也高估了精神慰藉、經(jīng)濟(jì)支持對于老年人心理健康的正作用。

在模型3中,生活照料與老人自評健康呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,經(jīng)濟(jì)支持與老人自評健康呈顯著正相關(guān)關(guān)系,精神慰藉與老人自評健康則不具有相關(guān)關(guān)系。與原模型相比,生活照料的系數(shù)由-0.134減少到-0.535,經(jīng)濟(jì)支持的系數(shù)由-0.035變?yōu)?.371,而精神慰藉不再具有顯著影響了,即生活照料和經(jīng)濟(jì)支持對老年人自評健康分別具有抑制作用和促進(jìn)作用,而精神慰藉對老年人自評健康的影響不顯著。這表明若忽視內(nèi)生性問題,將在高估生活照料對老年人自評健康的負(fù)作用的同時(shí),低估經(jīng)濟(jì)支持對老人自評健康的正作用,還將誤估精神慰藉對于自評健康的正作用。

3 討論

3.1 代際支持與老年人口健康之間存在內(nèi)生性問題

在社會科學(xué)研究領(lǐng)域,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),無一例外都會受到內(nèi)生性問題的困擾［5]。本研究中,檢驗(yàn)內(nèi)生性問題的老年人口健康模型中,三個(gè)模型均通過了檢驗(yàn),說明代際支持與老年人口健康之間確實(shí)具有內(nèi)生性問題,說明老年人在獲取代際支持時(shí)存在內(nèi)生性選擇,例如生理健康狀況較差的老年人更多獲得生活照料支持。在考慮了內(nèi)生性問題后,老年人健康模型的回歸分析結(jié)果與原模型分析結(jié)果有一定程度的差異,前文提到既往研究可能受到代際支持與老年人健康狀況相關(guān)性結(jié)果差異可能受內(nèi)生性關(guān)系的影響的猜測得到驗(yàn)證,只有在解決內(nèi)生性問題的前提下,才能夠更加準(zhǔn)確地估計(jì)代際支持與老年人口健康之間的關(guān)系。

3.2 生活照料支持顯著正向影響老年人生理健康,但負(fù)向影響老年人心理健康和自評健康

本研究發(fā)現(xiàn)生活照料支持顯著正向影響老年人的生理健康,這與鄭研輝等學(xué)者的研究結(jié)論一致［6-7]。這可能是因?yàn)樽优畟兘o老人提供的家務(wù)性的生活照料能為老人緩解日常行動(dòng)上的壓力,避免其進(jìn)行繁重的家務(wù)活動(dòng),減少了老年人在身體上受到潛在損害的可能性,而根據(jù)胡晨沛的研究,子女照料支持還能夠讓老人有更多的時(shí)間和精力進(jìn)行適當(dāng)鍛煉,從而對其生理健康產(chǎn)生積極的作用［8]。此外,在解決內(nèi)生性問題后,發(fā)現(xiàn)生活照料支持顯著負(fù)向影響老年人的生理健康和自評健康,結(jié)果與張文娟等學(xué)者的發(fā)現(xiàn)相同［9-10]。結(jié)果可能的解釋為:子女們?yōu)槔先颂峁┐┮?、洗澡等生活起居方面的照顧不僅會讓老人感知到自己的衰老和無用,而且下降的自我效能感會導(dǎo)致其更加依賴于子女,再者子女們在洗澡等較為隱私方面的生活照料也會讓老人感到不適,從而不利于老人心理健康和自評健康。

3.3 精神慰藉支持顯著正向影響老年人生理健康和心理健康,但與自評健康不相關(guān)

本研究還發(fā)現(xiàn)精神慰藉支持能顯著正向影響老人的生理健康和心理健康,但與自評健康不相關(guān),這與既有研究發(fā)現(xiàn)一致［1,9,11-13]?？赡艿脑蚴潜緲颖局械睦夏耆艘灾懈啐g老人居多,隨著年齡的增長,他們更加渴望得到家庭成員的關(guān)懷,子女給老人提供較多的精神慰藉,一方面能夠提升老人的被關(guān)愛感,在幫助其排解孤獨(dú)感的同時(shí),也能夠緩解其精神壓力以及抑郁程度,多了解外面的世界,促進(jìn)其心理健康狀況的改善,另一方面,子女與老人之間較為親密的情感維系也能夠督促老人保持良好的生活方式,且子女代際情感支持是長期照料轉(zhuǎn)變的基礎(chǔ),深厚的感情有助于老年人機(jī)體機(jī)能的維持和恢復(fù),推遲了子女將老年人送往養(yǎng)老院的時(shí)間［1],因而有利于老年人生理健康的良性轉(zhuǎn)歸。但老人對于自評健康狀況的評定更多時(shí)候是基于對自身較長時(shí)間的了解,相對較為穩(wěn)定,子女們經(jīng)常性的探望、聯(lián)系對老人自身健康狀況的審視所產(chǎn)生的實(shí)質(zhì)性影響微乎其微,因而精神慰藉支持對自評健康不具有顯著影響。

3.4 經(jīng)濟(jì)支持顯著正向影響老年人心理健康和自評健康,但負(fù)向影響老年人生理健康

根據(jù)表6結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)支持能夠顯著正向影響老人的心理健康和自評健康,這與劉西國等的發(fā)現(xiàn)一致［6,14,15]?？赡艿慕忉屖请S著年齡的增長以及生理、心理健康狀況的變化,老年人無力從事較重的體力勞動(dòng),從而主要生活來源依靠子女給予的經(jīng)濟(jì)支持或政府資助的養(yǎng)老金等,且樣本中的大多數(shù)老人都未曾領(lǐng)取過養(yǎng)老金,所以子女的經(jīng)濟(jì)支持是老年人日?；旧钜约搬t(yī)療花費(fèi)的主要支撐［6],子女給予越多的經(jīng)濟(jì)支持,老人的日常生活越有保障,老年人們在心理上也更加有安全感,所以能夠顯著提升老年人的心理健康水平。而子女的經(jīng)濟(jì)支持直接增加了老人的可支配收入,由此產(chǎn)生的收入效應(yīng)對老年人自評健康產(chǎn)生正向影響［16]。另外,研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)支持對老人生理健康具有負(fù)向影響,張文娟的觀點(diǎn)［10]也支持此結(jié)論?？赡艿慕忉屖钱?dāng)子女給予經(jīng)濟(jì)支持后,很可能導(dǎo)致老人對其產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)上的依賴性,老年人因此而從事勞作的可能性大為降低,機(jī)體鍛煉機(jī)會減少,進(jìn)而不利于老人生理健康狀況的保持。

在我國老年家庭的空巢化、小型化的背景下,代際支持對老年人口健康的影響呈現(xiàn)較為復(fù)雜的局面。一方面,代際支持與老年人口健康呈現(xiàn)出互為因果的關(guān)系,即代際支持與否是老年人口健康的影響因素,但家庭也常常因老年人口健康狀態(tài)的不同而有著不同的代際支持舉措。另一方面,代際支持對老年人口的不同維度的健康產(chǎn)生了不同的影響,而特定維度的代際支持對不同的健康維度影響方向也存在著不同。為此,對于子女來說,我們在倡導(dǎo)和促進(jìn)子女們對家中老人提供及時(shí)的代際支持的同時(shí),更需要幫助他們以“正確”“適宜”的方式支持老人,代際支持需更多注重老年人口在養(yǎng)老中的自主地位,更多支持老年人口“自我養(yǎng)老”作用的發(fā)揮,而非替代老年人口的“自我養(yǎng)老”行為。對于老人來說,自身對于健康知識的認(rèn)識普遍缺乏,在健康行為方面也有待改善［17],因而可通過與子女之間的溝通,在加強(qiáng)代際互動(dòng)的同時(shí),也能夠了解到更多面的健康知識,提升老年人的“自我養(yǎng)老”能力。對于政府和社會來說,需要對老年家庭增加人際交流的培訓(xùn)與咨詢指導(dǎo),提高代際雙方的精神慰藉的能力和技巧,及時(shí)排解因代際支持而使得老人正在產(chǎn)生或已經(jīng)產(chǎn)生的消極情緒、自我健康的錯(cuò)誤認(rèn)知和生活方式的不利調(diào)適,維持老年人心理狀況的相對穩(wěn)定,合理規(guī)避照料支持對老年人可能的可能負(fù)向影響,同時(shí)也要繼續(xù)完善家庭支持政策體系,加快整合社會資源促進(jìn)社區(qū)居家養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展［18],以提升子女的養(yǎng)老責(zé)任意識與家庭養(yǎng)老能力。另外,還應(yīng)針對不同類型老年人特點(diǎn),采取綜合性且兼具差異化的干預(yù)措施,加強(qiáng)老年健康護(hù)理,以實(shí)現(xiàn)健康素養(yǎng)的不斷提升［19-20],強(qiáng)化家庭養(yǎng)老支撐,促進(jìn)健康老齡化的中國實(shí)現(xiàn)。