代际支持对老年人口健康影响研究*

胡朋,周建芳

(南京邮电大学社会与人口学院,江苏 南京 210023)

随着中国快步进入“银发社会”,老年健康逐渐成为社会科学研究的热点。一方面老年人抑郁症患病率高达25.6%,且呈现升高的趋势［1],另一方面,失能、半失能老人也占到了老年人口的18.3%［2]。为此,健康老龄化已经成为我国积极应对人口老龄化战略的重要内容,《“健康中国2030”规划纲要》和《国家积极应对人口老龄化中长期规划》中都强调要提高老年人健康水平,持续发展和维护其健康生活,促进健康老龄化的实现。根据健康生态学理论,影响老年人健康的因素有个体、家庭和社会三个层面。但是,随着我国老年家庭的空巢化、小型化、多元化的居住模式转换,家庭在生活照料、经济支持和精神慰藉方面的代际支持情况也随之发生变化,而目前代际支持对老年人口健康的影响的研究结论差异较大,可能是由于研究地点、研究对象和测量指标的不同,存在选择偏倚和内容效度不足的可能,抑或是没有考虑社会因素的复杂性和互为因果,为此,本研究拟选取全国性调查数据,从生理、心理和自评三个维度测量健康,从经济、生活照料和精神慰藉三个维度测量代际支持,以克服样本选择偏倚、指标片面造成的可能影响,并进行内生性检验,以充分澄清二者之间的关系。

1 数据来源、变量选取及分析方法

1.1 数据来源

分析数据来自2018年中国老年健康影响因素跟踪调查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey,简称CLHLS),CLHLS由北京大学健康老龄与发展研究中心、国家发展研究院组织的老年人追踪调查,调查范围覆盖全国23个省市自治区,调查对象为65岁及以上老年人和35-64岁成年子女。截止至2018年全国追访完成时,其样本已累计入户访问11.3万人次。本研究运用了其中个人、家庭和健康等版块的数据,在剔除关键指标缺失的样本后一共得到了11706例有效样本信息。

1.2 变量选取

1.2.1 因变量

本研究的因变量为老人健康状况,从生理健康、心理健康以及自评健康三个维度测量。生理健康用日常生活能力量表(Activity of Daily Living Scale,ADL)进行测量,反映基本活动能力,相对客观。测量问题为:“请问您洗澡、穿衣、进食、如厕、大小便控制、上下床时是否需要他人帮助?”测量,根据老人得到帮助的程度答案可分为“没有困难,无需帮助;有一些困难,需要帮助;无法完成,必须得到帮助”3种选项。参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项活动均不需要帮助可以自行完成,则定义为不失能,ADL=0,若老人在一项或多项活动完成上存在困难,需要帮助,或者无法完成,则定义为失能,ADL=1。心理健康用抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale,CES-D 10)进行测量,相对主观。一共10个条目,答案为“总是;经常;有时;很少;从不;拒绝回答”。总得分区间为10～50分,得分越高说明抑郁倾向越重,心理越不健康。本文参照该量表抑郁评价划分标准［3],将得分在30分及以上的老年人认定为有抑郁倾向,30分以下则认为心理健康。自评健康用问题“您认为您的健康状况怎样?”进行测量,答案分为“很好;好;一般;不好;还是很不好”。参照既往研究［3],本文将自评健康设为一个二分类变量,当受访者回答“很好、好”时则取值为1;当受访者回答“一般、不好、很不好”时取值为0。

1.2.2 自变量

本研究的自变量为代际支持,从生活照料、精神慰藉、经济支持三个维度进行全面测量,对应的测量问题分别为“是否获取生活照料支持”“是否获取精神慰藉支持”和“是否获取经济支持”,回答“是”,赋值为1,回答“否”,赋值为0。

1.2.3 控制变量

依据既往研究中发现的老年健康影响因素和CLHLS2018中可利用数据情况,本研究的控制变量共纳入了6个基础变量,分别为老人的性别、年龄、婚姻状况、受教育情况、养老金领取情况和现居地性质,详情如表1所示。

表1 各类变量的设置情况及变量说明

1.3 研究方法

首先,运用描述统计方法对老年人口获取代际支持的现状以及老年人的健康状况进行分析。其次,运用Probit回归模型分析代际支持与老年人口生理、心理健康和自评健康之间的关系。

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

(1)

公式(1)为本研究Probit模型,在公式(1)中,Healthi是被解释变量,其是用来衡量老人健康状况的指标;DailyCare为老人是否获得生活照料,SpiritualConsolation为老人是否获得精神慰藉,EconomicSupport为老人是否获得经济支持,xi代表其它控制变量,εi为误差项或者随机扰动项,β0为待估计参数或者参数向量,反映代际支持对老年人口生理、心理健康和自评健康的影响。

最后,因代际支持与老年人口生理健康、心理健康和自评健康之间可能存在的内生性问题,引入工具变量法进行内生性检验。所考虑的内生解释变量有三个,为避免过度识别(内生解释变量少于工具变量的个数),选用的工具变量也为三个,分别是“是否照顾了孙辈”“是否给子女财物支持”“是否主要由子女支付医疗费”,这些变量分别来源于问卷中问题“您现在从事/参加带小孩吗?”“近一年来,您给子女(包括同住与不同住的所有孙子女及其配偶)提供现金(或实物折合)多少元?”“您的医疗费用主要由谁支付?”,其中“1”代表“是”,即分别为照顾了孙辈、给予了子女财物支持、医疗费主要由子女支付。另外,采用二阶段最小二乘法(2SLS)的工具变量法对模型进行两阶段估计,采用两步法来进行Probit模型的内生性检验。

2 实证结果与分析

2.1 样本基本情况

表2给出了被调查老年人口的基本情况。样本中,男女比例相近,女性老人稍多,占比为53.31%;老人年龄的最小值为60岁,最大值为117岁,平均值为83.252岁,样本以70～99岁的中高龄老人居多,这与CLHLS的个案连续追踪调查加新补充随机样本的抽样方式有关;从婚姻状况来看,有一半多的老人没有配偶(包含暂时没有跟配偶一起居住的老人);从受教育情况看,也有超一半的老人没有上过学;从养老金的领取情况看,领取养老金和未领取养老金的老年人占比极为接近;地区特征方面,样本中以居住在农村的老人明显居多,居住在城镇的老人仅占29.01%。

表2 样本老年人口的基本情况

表3列出了模型中所有变量的描述性统计分析结果。受访老人所获得的生活照料、精神慰藉和经济支持的均值分别为0.408、0.767和0.720。说明老人从子女那里获得的生活照料、精神慰藉和经济支持的情况存在一定差异,获得生活照料支持的比例相对较低,总体看来,代际支持的比例均有待提升。在健康方面,虽然样本中生理、心理健康状况较好的老人占比均多于生理、心理健康状况较差的老人,且分布较为分散,存在极小值左偏分布情形。同时,虽然大多数老年人口的生理健康评价处于未失能状态、心理健康评价也未处于抑郁状态,但自评健康状况的均值仅为0.485,这表明了老人对自身的健康状态还有更高的期许。

表3 变量的描述性统计结果(n=11706)

2.2 代际支持对老年人口健康影响分析

2.2.1 代际支持与老年人口健康的相关性分析

据表4的列联分析显示,代际支持与老年人口的生理健康和自评健康均显著相关,而生活照料支持、精神慰藉支持也与老年人口的心理健康显著相关。生理健康方面,非失能老人中有近七成的老人未获得生活照料支持,有25.67%的老人未获得精神慰藉,有27.37%的老人未获得经济支持;失能老人中仅有一成多的老人未获得生活照料支持,也仅有一成多的老人未获得精神慰藉支持,还有三成的老人未获得经济支持。心理健康方面,没有抑郁倾向的老人中未获得生活照料支持的占六成,未获得精神慰藉支持的老人占23.06%,未获得经济支持的老人也达到了28.03%;有抑郁倾向的老人中有半数以上的老人未获得生活照料支持,有25.47%的老人未获得精神慰藉支持,还有27.72%的老人未获得经济支持。自评健康方面,认为自己不健康的老人中超过一半的老人未获得生活照料支持,而未获得精神慰藉支持的占24.30%,未获得经济支持的占27.30%;而认为自己健康的老人中有六成以上的老人未获得生活照料支持,有22.32%的老人未获得生活照料支持,还有28.73%的老人未获得经济支持。

表4 代际支持与老年人口健康状况相关性分析(n=11706)

2.2.2 代际支持与老年人口健康的Probit回归模型分析

为进一步了解代际支持与老年人口健康状况之间的相关关系,研究使用了Probit模型对数据进行回归分析,回归结果如表5所示。在模型1中,生活照料支持与老年人口失能状况显著正相关,其系数为1.240。而精神慰藉和经济支持均与生理健康不相关。在模型2中,生活照料支持与老年人口抑郁倾向显著正相关,而精神慰藉支持与老年人口抑郁倾向显著负相关,其系数分别为0.134和-0.165。在模型3中,生活照料支持与老年人口自评健康显著负相关,精神慰藉支持与老年人口自评健康显著正相关,系数分别为-0.134、0.100,而经济支持与老年人口自评健康不相关。

表5 代际支持与老年人口健康的Probit模型回归结果(n=11706)

2.3 内生性分析

因生活照料、精神慰藉以及经济支持与老年人生理、心理和自评健康之间可能存在互为因果的关系,即生活照料、精神慰藉以及经济支持可能是老年健康的内生解释变量,为此使用数据集中的另外三个变量作为工具变量进行内生性检验。一方面是否照顾了孙辈、是否给子女财物支持、是否主要由子女支付医疗费与老年人口健康高度相关,满足工具变量的相关性;另一方面,假设三个工具变量不直接影响老年人口的健康状况,故满足工具变量的外生性。表6显示了内生性分析的结果,生理健康、心理健康以及自评健康模型的弱工具变量检验均通过,且模型一阶段回归的F值均远大于10,说明不存在所谓弱工具变量的问题［4],选取的三个工具变量满足相关性和独立性要求,所选用的工具变量对内生变量有较强的解释力度,而模型沃尔德检验的P值均小于0.001,即三个模型确实存在内生性问题,故可认为生活照料、精神慰藉和经济支持都是老年人口健康的内生解释变量。在控制了内生性问题后:

表6 Probit模型内生性检验结果(n=11706)

模型1中,生活照料、精神慰藉与老人失能状况呈负相关关系,而经济支持与老人失能状况呈正相关关系。相较于原模型,生活照料的系数从1.240变为-6.530,精神慰藉的系数从0.033变为-3.749,经济支持的系数也从-0.056变为1.493,不仅都改变了符号,且均通过了显著性检验,这说明生活照料、精神慰藉会显著正向影响老人的生理健康,而经济支持会显著负向影响老人的生理健康。如果使用一般的Probit模型进行估计,由于忽略了模型的内生性,将低估生活照料、精神慰藉对于老人生理健康的正作用,也将低估经济支持对于老人生理健康的负作用。

在模型2中,生活照料与老人抑郁倾向具有显著正相关关系,精神慰藉、经济支持与抑郁倾向呈显著负相关关系。与原模型相比,生活照料的系数由0.134增加到了0.838,精神慰藉的系数由-0.165变为-0.486,而经济支持的系数从-0.006减少到为-0.450,这表明生活照料将不利于老年人的心理健康,而精神慰藉、经济支持则有助于老人心理健康状况的改善。所以一般的Probit模型在低估生活照料对于老人心理健康的负作用的同时,也高估了精神慰藉、经济支持对于老年人心理健康的正作用。

在模型3中,生活照料与老人自评健康呈显著负相关关系,经济支持与老人自评健康呈显著正相关关系,精神慰藉与老人自评健康则不具有相关关系。与原模型相比,生活照料的系数由-0.134减少到-0.535,经济支持的系数由-0.035变为0.371,而精神慰藉不再具有显著影响了,即生活照料和经济支持对老年人自评健康分别具有抑制作用和促进作用,而精神慰藉对老年人自评健康的影响不显著。这表明若忽视内生性问题,将在高估生活照料对老年人自评健康的负作用的同时,低估经济支持对老人自评健康的正作用,还将误估精神慰藉对于自评健康的正作用。

3 讨论

3.1 代际支持与老年人口健康之间存在内生性问题

在社会科学研究领域,绝大多数实证研究使用的数据是调查数据而非实验数据,无一例外都会受到内生性问题的困扰［5]。本研究中,检验内生性问题的老年人口健康模型中,三个模型均通过了检验,说明代际支持与老年人口健康之间确实具有内生性问题,说明老年人在获取代际支持时存在内生性选择,例如生理健康状况较差的老年人更多获得生活照料支持。在考虑了内生性问题后,老年人健康模型的回归分析结果与原模型分析结果有一定程度的差异,前文提到既往研究可能受到代际支持与老年人健康状况相关性结果差异可能受内生性关系的影响的猜测得到验证,只有在解决内生性问题的前提下,才能够更加准确地估计代际支持与老年人口健康之间的关系。

3.2 生活照料支持显著正向影响老年人生理健康,但负向影响老年人心理健康和自评健康

本研究发现生活照料支持显著正向影响老年人的生理健康,这与郑研辉等学者的研究结论一致［6-7]。这可能是因为子女们给老人提供的家务性的生活照料能为老人缓解日常行动上的压力,避免其进行繁重的家务活动,减少了老年人在身体上受到潜在损害的可能性,而根据胡晨沛的研究,子女照料支持还能够让老人有更多的时间和精力进行适当锻炼,从而对其生理健康产生积极的作用［8]。此外,在解决内生性问题后,发现生活照料支持显著负向影响老年人的生理健康和自评健康,结果与张文娟等学者的发现相同［9-10]。结果可能的解释为:子女们为老人提供穿衣、洗澡等生活起居方面的照顾不仅会让老人感知到自己的衰老和无用,而且下降的自我效能感会导致其更加依赖于子女,再者子女们在洗澡等较为隐私方面的生活照料也会让老人感到不适,从而不利于老人心理健康和自评健康。

3.3 精神慰藉支持显著正向影响老年人生理健康和心理健康,但与自评健康不相关

本研究还发现精神慰藉支持能显著正向影响老人的生理健康和心理健康,但与自评健康不相关,这与既有研究发现一致［1,9,11-13]。可能的原因是本样本中的老年人以中高龄老人居多,随着年龄的增长,他们更加渴望得到家庭成员的关怀,子女给老人提供较多的精神慰藉,一方面能够提升老人的被关爱感,在帮助其排解孤独感的同时,也能够缓解其精神压力以及抑郁程度,多了解外面的世界,促进其心理健康状况的改善,另一方面,子女与老人之间较为亲密的情感维系也能够督促老人保持良好的生活方式,且子女代际情感支持是长期照料转变的基础,深厚的感情有助于老年人机体机能的维持和恢复,推迟了子女将老年人送往养老院的时间［1],因而有利于老年人生理健康的良性转归。但老人对于自评健康状况的评定更多时候是基于对自身较长时间的了解,相对较为稳定,子女们经常性的探望、联系对老人自身健康状况的审视所产生的实质性影响微乎其微,因而精神慰藉支持对自评健康不具有显著影响。

3.4 经济支持显著正向影响老年人心理健康和自评健康,但负向影响老年人生理健康

根据表6结果显示经济支持能够显著正向影响老人的心理健康和自评健康,这与刘西国等的发现一致［6,14,15]。可能的解释是随着年龄的增长以及生理、心理健康状况的变化,老年人无力从事较重的体力劳动,从而主要生活来源依靠子女给予的经济支持或政府资助的养老金等,且样本中的大多数老人都未曾领取过养老金,所以子女的经济支持是老年人日常基本生活以及医疗花费的主要支撑［6],子女给予越多的经济支持,老人的日常生活越有保障,老年人们在心理上也更加有安全感,所以能够显著提升老年人的心理健康水平。而子女的经济支持直接增加了老人的可支配收入,由此产生的收入效应对老年人自评健康产生正向影响［16]。另外,研究发现经济支持对老人生理健康具有负向影响,张文娟的观点［10]也支持此结论。可能的解释是当子女给予经济支持后,很可能导致老人对其产生经济上的依赖性,老年人因此而从事劳作的可能性大为降低,机体锻炼机会减少,进而不利于老人生理健康状况的保持。

在我国老年家庭的空巢化、小型化的背景下,代际支持对老年人口健康的影响呈现较为复杂的局面。一方面,代际支持与老年人口健康呈现出互为因果的关系,即代际支持与否是老年人口健康的影响因素,但家庭也常常因老年人口健康状态的不同而有着不同的代际支持举措。另一方面,代际支持对老年人口的不同维度的健康产生了不同的影响,而特定维度的代际支持对不同的健康维度影响方向也存在着不同。为此,对于子女来说,我们在倡导和促进子女们对家中老人提供及时的代际支持的同时,更需要帮助他们以“正确”“适宜”的方式支持老人,代际支持需更多注重老年人口在养老中的自主地位,更多支持老年人口“自我养老”作用的发挥,而非替代老年人口的“自我养老”行为。对于老人来说,自身对于健康知识的认识普遍缺乏,在健康行为方面也有待改善［17],因而可通过与子女之间的沟通,在加强代际互动的同时,也能够了解到更多面的健康知识,提升老年人的“自我养老”能力。对于政府和社会来说,需要对老年家庭增加人际交流的培训与咨询指导,提高代际双方的精神慰藉的能力和技巧,及时排解因代际支持而使得老人正在产生或已经产生的消极情绪、自我健康的错误认知和生活方式的不利调适,维持老年人心理状况的相对稳定,合理规避照料支持对老年人可能的可能负向影响,同时也要继续完善家庭支持政策体系,加快整合社会资源促进社区居家养老服务发展［18],以提升子女的养老责任意识与家庭养老能力。另外,还应针对不同类型老年人特点,采取综合性且兼具差异化的干预措施,加强老年健康护理,以实现健康素养的不断提升［19-20],强化家庭养老支撑,促进健康老龄化的中国实现。