隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的影響效應(yīng)及其性別差異

韓華為，葛鴻熙

（北京師范大學(xué) 社會(huì)發(fā)展與公共政策學(xué)院，北京 100875）

在中國(guó)農(nóng)村社會(huì)，隔代照料是一種普遍存在的家庭撫養(yǎng)模式。一方面，受到中國(guó)傳統(tǒng)家庭主義倫理的影響，參與隔代照料是農(nóng)村祖輩實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)文化規(guī)范下自我價(jià)值認(rèn)同的重要途徑[1]。另一方面，由于農(nóng)村地區(qū)公共幼托機(jī)制不完善，出于節(jié)省育兒成本和平衡工作與照料壓力等方面的考慮，祖輩參與隔代照料成為家庭福利最大化目標(biāo)下的理性選擇。近20年來(lái)，城鎮(zhèn)化浪潮中大規(guī)模青壯年勞動(dòng)力外出務(wù)工更強(qiáng)化了中國(guó)農(nóng)村祖輩參與隔代照料的重要性[2]。隨著快速老齡化和生育政策的調(diào)整，農(nóng)村隔代照料在未來(lái)時(shí)期將會(huì)變得更為普遍。

參與隔代照料的祖輩大多處于中老年階段。對(duì)于中老年群體來(lái)說(shuō)，健康是其最為重要的生活領(lǐng)域之一[3]。因此身心健康狀況成為衡量農(nóng)村祖輩福祉水平的核心維度。與城鎮(zhèn)祖輩相比，中國(guó)農(nóng)村祖輩是一個(gè)更為脆弱的群體。農(nóng)村祖輩不僅在健康狀況和生活自理能力方面存在顯著劣勢(shì)，而且其自身資源和可獲得的外部支持也更為匱乏[4-5]。在這樣的條件下，參與隔代照料很可能成為農(nóng)村祖輩的沉重負(fù)擔(dān)，并進(jìn)而對(duì)其身心健康產(chǎn)生不利影響。另外，中國(guó)農(nóng)村祖輩在心理健康、慢性病患病情況、行動(dòng)障礙等身心健康指標(biāo)方面存在顯著的性別差異[6-7]。與此同時(shí)，國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)還發(fā)現(xiàn)，不同性別的祖輩在照料孫輩時(shí)承擔(dān)的角色及照料強(qiáng)度也存在明顯差異[8-9]。這意味著隔代照料對(duì)祖輩健康的影響效應(yīng)可能存在性別差異。

西方學(xué)者最先對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家背景下隔代照料的健康效應(yīng)進(jìn)行了大量的實(shí)證檢驗(yàn)，但檢驗(yàn)結(jié)果存在很大分歧。其中，一些證據(jù)顯示參與隔代照料有助于改善祖輩的身心健康[10-11]，但也有證據(jù)支持隔代照料會(huì)提高祖輩的行動(dòng)障礙水平、心理抑郁程度，以及罹患慢性病的概率[12-13]。近年來(lái)，有些學(xué)者基于不同調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了隔代照料對(duì)中國(guó)農(nóng)村祖輩健康的影響，但檢驗(yàn)結(jié)果同樣存在較大分歧。其中，一些研究發(fā)現(xiàn)隔代照料能夠有效提升農(nóng)村祖輩的自評(píng)健康，并降低其身體功能障礙和心理抑郁程度[14-15]。但也有證據(jù)發(fā)現(xiàn)農(nóng)村隔代照料的健康效應(yīng)并不顯著[8]，另外還有不少研究發(fā)現(xiàn)隔代照料會(huì)對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響[1,16]。還有一些實(shí)證研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，隔代照料強(qiáng)度對(duì)祖輩健康存在非線性的影響效應(yīng)，與低強(qiáng)度照料相比，參與高強(qiáng)度隔代照料對(duì)祖輩健康更可能產(chǎn)生顯著的負(fù)向效應(yīng)[16-17]，但是鮮有專門(mén)針對(duì)農(nóng)村祖輩群體的研究。

隔代照料的健康效應(yīng)在不同性別祖輩之間存在潛在差異。這種性別差異可能來(lái)自于祖父和祖母在隔代照料過(guò)程中所扮演的角色和參與照料類型方面的不同[1,8]①在本文中，按照性別將祖輩區(qū)分為男性祖輩和女性祖輩。其中男性祖輩包括祖父和外祖父，女性祖輩包括祖母和外祖母。為了敘述方便，用祖父來(lái)指代男性祖輩，用祖母來(lái)指代女性祖輩。。在隔代照料過(guò)程中，祖母大多扮演“母親”的角色，為孫輩提供飲食、穿衣、起居等基本生活方面的照料。與此同時(shí)，祖父則大多扮演輔助性角色，為孫輩提供陪伴和玩耍等方面的照料。生活方面的照料往往單調(diào)而艱辛，更可能對(duì)祖母健康產(chǎn)生不利影響。相反，陪伴和玩耍一般會(huì)伴隨著社會(huì)互動(dòng)，這更可能對(duì)祖父健康產(chǎn)生正向影響[18]。另外也有一些學(xué)者認(rèn)為，在傳統(tǒng)的家庭分工模式中，祖母更傾向于深度參與隔代照料，這會(huì)促使祖母與孫輩之間建立更深厚的親情關(guān)系，這種情感上的滿足有助于改善祖母的身心健康[19]。而祖父則更傾向于認(rèn)為參與隔代照料是對(duì)其退休生活的一種打擾，因此更少地與孫輩深入互動(dòng)，從而導(dǎo)致隔代照料難以對(duì)祖父健康產(chǎn)生積極影響。從實(shí)證文獻(xiàn)的結(jié)果來(lái)看，隔代照料健康效應(yīng)的性別差異同樣未能達(dá)成一致性結(jié)論。一些證據(jù)發(fā)現(xiàn)與祖父相比，祖母參與隔代照料更容易對(duì)其健康產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響[20-21]。而同樣有證據(jù)支持與祖父相比，隔代照料更可能對(duì)祖母健康產(chǎn)生積極影響[19]。已有證據(jù)大多來(lái)自西方發(fā)達(dá)國(guó)家，欠缺針對(duì)中國(guó)農(nóng)村背景下隔代照料健康效應(yīng)性別差異的嚴(yán)格檢驗(yàn)。

在隔代照料對(duì)祖輩健康的影響中，祖輩居住安排可能會(huì)發(fā)揮重要的調(diào)節(jié)性作用。一般情況下，不與子女同住但與孫輩同住意味著更沉重的照料負(fù)擔(dān)，這種居住模式傾向于強(qiáng)化隔代照料對(duì)祖輩健康的負(fù)向影響。與此相對(duì)應(yīng)，當(dāng)祖輩與子女同住時(shí)，子女往往可以分擔(dān)祖輩對(duì)孫輩的照料壓力，因此這種居住模式有助于緩解隔代照料對(duì)祖輩健康的負(fù)向影響。上述調(diào)節(jié)作用不僅在針對(duì)西方國(guó)家的研究中得到印證[9,22]，而且在中國(guó)背景下的實(shí)證檢驗(yàn)中也得到了初步確認(rèn)[23]。與祖父相比，祖母所承擔(dān)的隔代照料類型更為單調(diào)枯燥，照料過(guò)程中所投入的時(shí)間和精力更為密集，因此上述居住安排所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用在祖母群體中可能更為顯著。但居住安排對(duì)隔代照料健康效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的性別差異仍未得到嚴(yán)格的實(shí)證檢驗(yàn)。

總體來(lái)看，已有相關(guān)文獻(xiàn)還存在以下三個(gè)方面的欠缺。第一，已有文獻(xiàn)大多使用橫截面數(shù)據(jù)來(lái)考察隔代照料對(duì)祖輩單一健康指標(biāo)的影響，在因果識(shí)別方面未能很好地克服內(nèi)生性問(wèn)題；第二，較少聚焦于農(nóng)村祖輩這一脆弱的群體，未對(duì)農(nóng)村隔代照料健康效應(yīng)的性別差異做出嚴(yán)格檢驗(yàn)，也未深入探討居住安排對(duì)隔代照料健康效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的性別差異；第三，隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的影響機(jī)制探索不夠深入?；诖?，本文采用2011—2018年4期中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)和嚴(yán)格的因果識(shí)別策略，探討隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的影響效應(yīng)及其性別差異。

一、理論分析

從理論層面來(lái)看，隔代照料對(duì)祖輩健康可能產(chǎn)生積極和消極兩個(gè)方向的影響（見(jiàn)圖1）。一方面，角色積累理論認(rèn)為，隔代照料使得祖輩不僅能從照料角色中獲得自我價(jià)值感，而且履行照料者角色還有助于增加社會(huì)參與和社會(huì)互動(dòng)、減少孤獨(dú)感、獲得更多來(lái)自社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的支持，而這些因素均有助于提升祖輩的身心健康水平[24]。另一方面，角色沖突理論卻認(rèn)為，隔代照料使得祖輩必須同時(shí)履行照料提供者和自我照料者的雙重角色，照料孫輩不僅會(huì)擠占祖輩自我照料的時(shí)間和資源，而且還會(huì)使祖輩面臨多重角色沖突所引致的心理壓力。作為一種重要的健康投入，自我照料時(shí)間和資源的減少必然會(huì)對(duì)祖輩健康產(chǎn)生負(fù)面影響[25]。與此同時(shí)，角色沖突所引致的心理壓力也會(huì)增加祖輩身心健康風(fēng)險(xiǎn)[26]。在特定的社會(huì)文化背景下，上述兩種效應(yīng)會(huì)同時(shí)發(fā)揮作用，其相對(duì)大小決定了隔代照料健康效應(yīng)的總體方向。

圖1 角色積累和角色沖突視角下隔代照料的健康效應(yīng)

中國(guó)農(nóng)村地區(qū)具有與西方發(fā)達(dá)國(guó)家迥然不同的社會(huì)文化情境。傳統(tǒng)儒家文化重視家庭團(tuán)結(jié)、和諧和延續(xù)，并更加強(qiáng)調(diào)通過(guò)代際互惠實(shí)現(xiàn)大家庭的福利最大化[8]。這種文化規(guī)范可能會(huì)對(duì)隔代照料健康效應(yīng)帶來(lái)兩方面的影響。在角色積累理論視角下，中國(guó)農(nóng)村祖輩在參與隔代照料中會(huì)獲得更強(qiáng)的自我價(jià)值感，并能夠在代際互惠關(guān)系和傳統(tǒng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中獲得更多的社會(huì)支持，從而對(duì)其健康產(chǎn)生更強(qiáng)的正向效應(yīng)。比如，當(dāng)農(nóng)村祖輩幫助成年子女照料孫輩時(shí)，成年子女出于代際互惠動(dòng)機(jī)會(huì)為祖輩提供更多的經(jīng)濟(jì)支持和情感支持，來(lái)自子女的經(jīng)濟(jì)支持和情感支持有助于改善其身心健康水平[27-28]。另外，在隔代照料過(guò)程中，同為孫輩照料者的農(nóng)村祖輩之間會(huì)有更多的社會(huì)互動(dòng)，這有助于擴(kuò)展朋友網(wǎng)絡(luò)、豐富社會(huì)交往活動(dòng)，從而最終提升其健康水平[15,29]。

伴隨著城市化進(jìn)程中大量農(nóng)村青壯年人口進(jìn)城務(wù)工，中國(guó)農(nóng)村祖輩更傾向于長(zhǎng)時(shí)間、高強(qiáng)度地參與隔代照料。在角色沖突理論視角下，長(zhǎng)時(shí)間、高強(qiáng)度的隔代照料更可能對(duì)農(nóng)村祖輩健康造成負(fù)向影響。首先，對(duì)于很多較年長(zhǎng)的祖輩來(lái)說(shuō)，其可能同時(shí)承擔(dān)隔代照料、自我照料，甚至配偶照料等多重角色，在這種情況下，長(zhǎng)時(shí)間、高強(qiáng)度的隔代照料會(huì)引致極大的生理和心理壓力，從而對(duì)其身心健康產(chǎn)生負(fù)面影響[1,8]。其次，隔代照料過(guò)程中，所照料的孫輩選擇、育兒觀念和生活習(xí)慣的差異等因素也可能引起祖輩與其成年子女之間的代際沖突，這種沖突同樣會(huì)對(duì)祖輩身心健康產(chǎn)生負(fù)面影響[29-30]。最終，考慮到角色積累和角色沖突兩種效應(yīng)同時(shí)存在且方向相反，因此隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩的健康效應(yīng)就成了一個(gè)實(shí)證主導(dǎo)的問(wèn)題，這需要基于高質(zhì)量微觀調(diào)查數(shù)據(jù)和嚴(yán)格的因果識(shí)別策略對(duì)其展開(kāi)實(shí)證檢驗(yàn)。

二、方法與數(shù)據(jù)

1.實(shí)證策略

在檢驗(yàn)隔代照料對(duì)祖輩健康的影響效應(yīng)時(shí)，如何克服隔代照料變量的內(nèi)生性是實(shí)證分析中的最大挑戰(zhàn)。隔代照料變量的內(nèi)生性有下面三個(gè)方面的來(lái)源：第一，存在同時(shí)影響隔代照料和健康結(jié)果的不隨時(shí)間改變的不可觀測(cè)異質(zhì)性，比如祖輩的性格特征；第二，存在同時(shí)影響隔代照料和健康結(jié)果的隨時(shí)間改變的不可觀測(cè)異質(zhì)性，比如祖輩和子女的關(guān)系親密度；第三，隔代照料和健康結(jié)果之間的雙向因果關(guān)系?；诿姘鍞?shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型（FE）可以消除不隨時(shí)間改變的不可觀測(cè)異質(zhì)性帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，而固定效應(yīng)模型基礎(chǔ)上的工具變量方法（FE—IV）則能夠進(jìn)一步消除隨時(shí)間改變不可觀測(cè)異質(zhì)性和雙向因果引致的內(nèi)生性問(wèn)題。基于此，本文將采用FE—IV 方法來(lái)檢驗(yàn)隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康結(jié)果的因果效應(yīng)。

具體的，本文選擇“23～39歲成年子女?dāng)?shù)量”和“村莊內(nèi)其他祖輩參與隔代照料比例”作為隔代照料的工具變量。從相關(guān)性來(lái)看，已有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村戶籍人口的平均初婚年齡大約為23歲，因此23～39歲的成年子女更可能有16歲以下的未成年孩子[31]。23～39歲成年子女?dāng)?shù)量越多，祖輩隔代照料參與概率及參與強(qiáng)度傾向于越大。另外，由于同一村莊內(nèi)農(nóng)村祖輩在隔代照料行為方面可能具有相似的偏好，因此村莊內(nèi)其他祖輩參與隔代照料的比例往往會(huì)對(duì)特定祖輩的隔代照料行為產(chǎn)生正向影響[2]。從外生性來(lái)看，23～39歲成年子女?dāng)?shù)量是外生的家庭結(jié)構(gòu)變量，而村莊內(nèi)其他祖輩參與隔代照料比例剔除了自身隔代照料信息，因此兩者均不會(huì)直接影響祖輩的健康結(jié)果，因此滿足工具變量的外生性條件[2,32]。

本文使用雙向固定效應(yīng)框架下的兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。第一階段把隔代照料變量對(duì)工具變量和控制變量進(jìn)行OLS回歸，具體形式如下：

式（1）中，GCit表示個(gè)體i在第t年的隔代照料變量，Zit表示上述兩個(gè)工具變量，Xit表示個(gè)體和家庭層面的控制變量，μi和λt分別表示個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。

第二階段將第一階段獲得的GCit擬合值帶入下式進(jìn)行OLS回歸：

式（2）中，Healthit表示祖輩健康結(jié)果變量，其余變量的定義與式（1）完全一致。本文主要關(guān)注隔代照料健康效應(yīng)估計(jì)值β?1的大小和方向。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2011年、2013年、2015年和2018年4個(gè)年度的面板數(shù)據(jù)。CHARLS 是由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院主持的具有全國(guó)代表性的大樣本跟蹤調(diào)查。該數(shù)據(jù)主要以45 歲及以上中老年人為調(diào)查對(duì)象，其樣本覆蓋全國(guó)28 個(gè)省份、150 個(gè)區(qū)縣的450 個(gè)村居，包括健康結(jié)果、代際關(guān)系、個(gè)體和家庭層面社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征等方面的豐富信息，且該數(shù)據(jù)所涵蓋的個(gè)體身心健康和祖輩隔代照料信息非常全面。

為了考察隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的影響效應(yīng)，本文以農(nóng)村祖輩個(gè)體為研究對(duì)象，并對(duì)研究樣本作出如下限定：第一，農(nóng)村人口初婚年齡較低，在中年時(shí)期就可能成為祖輩，而高齡老人往往會(huì)喪失參與隔代照料的能力，本文將研究樣本限定為45～80 歲且具有農(nóng)村戶口的個(gè)體；第二，有孫子女是參與隔代照料的必要前提，本文排除4 個(gè)調(diào)查期內(nèi)均沒(méi)有16 歲及以下孫子女的樣本；第三，F(xiàn)E—IV 方法要求在面板數(shù)據(jù)中估計(jì)，本文將研究樣本限定為至少被追蹤一次的個(gè)體，即那些至少存在兩期數(shù)據(jù)的個(gè)體。在剔除關(guān)鍵變量存在缺失值的樣本之后，最終獲得有效樣本共26889 個(gè)，4 個(gè)調(diào)查期的有效樣本分別為5969、6827、6958 和7135 個(gè)。

3.變量選擇

本文被解釋變量為農(nóng)村祖輩的健康結(jié)果，包括生理健康結(jié)果和心理健康結(jié)果兩個(gè)維度。生理健康通過(guò)軀體障礙數(shù)量和慢性病數(shù)量?jī)蓚€(gè)指標(biāo)來(lái)衡量。其中，軀體障礙數(shù)量衡量了祖輩在18項(xiàng)日常行動(dòng)中發(fā)生障礙的程度，對(duì)每個(gè)項(xiàng)目，如果其存在困難則賦值為1，否則賦值為0，加總后獲得軀體障礙數(shù)量①包括穿衣、洗澡、吃飯、起床或下床、上廁所、大小便、做家務(wù)、做飯、去商店買(mǎi)東西、管錢(qián)、吃藥、走100米、久坐后站立、爬樓、彎腰或屈膝或下蹲、手臂向上伸展、提十公斤重物、拿一枚小硬幣。。慢性病數(shù)量衡量了祖輩在14 種常見(jiàn)慢性病中的患病情況，患有每種慢性病賦值為1，否則賦值為0，加總后獲得慢性病數(shù)量②包括高血壓、血脂異常、糖尿病、惡性腫瘤、慢性肺部疾患、肝臟疾病、心臟病、中風(fēng)、腎臟疾病、消化道疾病、精神疾病、老年癡呆、關(guān)節(jié)炎和哮喘。。心理健康通過(guò)抑郁得分和睡眠時(shí)間來(lái)衡量。其中，抑郁得分來(lái)自CESD—10量表調(diào)查結(jié)果，通過(guò)編碼調(diào)整后進(jìn)行10項(xiàng)得分加總獲得。抑郁得分越高說(shuō)明個(gè)體心理健康水平越差。睡眠狀況與個(gè)體心理健康存在密切關(guān)聯(lián)，一般認(rèn)為更短的睡眠時(shí)間能反映出個(gè)體心理健康狀況更差[33]。本文還通過(guò)平均每晚睡眠小時(shí)數(shù)來(lái)間接衡量祖輩的心理健康狀況。

本文的核心解釋變量是農(nóng)村祖輩的隔代照料狀況，使用是否參與隔代照料、隔代照料孫輩數(shù)量和隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)3 個(gè)變量對(duì)其進(jìn)行衡量。是否參與隔代照料為一個(gè)虛擬變量，參與賦值為1，否則為0。與是否隔代照料相比，隔代照料孫輩數(shù)量和隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)兩個(gè)變量能夠在一定程度上反映隔代照料的參與強(qiáng)度。CHARLS 詢問(wèn)了每位祖輩“照料了哪些子女的孩子？”。對(duì)于每個(gè)子女，如果祖輩參與照料其孩子則賦值為1，否則賦值為0，然后在子女層面進(jìn)行加總。在假定祖輩所照料的來(lái)自每個(gè)子女的孫輩數(shù)量均等于1 的前提下，用該加總結(jié)果來(lái)近似衡量隔代照料孫輩總數(shù)量①由于祖輩所照料的來(lái)自每個(gè)子女的孫輩數(shù)量可能大于1，所以嚴(yán)格地說(shuō)該測(cè)量結(jié)果會(huì)低估隔代照料孫輩數(shù)量。受到數(shù)據(jù)限制，本文僅能采取這種測(cè)量方法來(lái)近似隔代照料孫輩數(shù)量。。CHARLS還詢問(wèn)了每位祖輩“照料每個(gè)子女的孩子的總時(shí)長(zhǎng)？”。通過(guò)在子女層面加總照料時(shí)長(zhǎng)來(lái)獲得隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)總額。為了消除極端值影響，在回歸模型中對(duì)隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)進(jìn)行加1 取對(duì)數(shù)處理。

為了消除可觀測(cè)特征引致的混淆效應(yīng)，在回歸中控制了祖輩個(gè)體特征、祖輩居住安排模式、家庭及成年子女特征三類變量。其中，祖輩個(gè)體特征包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、就業(yè)狀況，以及是否有醫(yī)療保險(xiǎn)。家庭及成年子女特征包括家庭規(guī)模、家庭人均收入、成年子女?dāng)?shù)量、成年子女平均教育水平，以及成年子女平均年齡。參考李琴等的做法[34]，為了進(jìn)一步消除隨時(shí)間改變的遺漏變量引致的內(nèi)生性問(wèn)題，在所有回歸模型中均控制了基期健康變量與時(shí)間趨勢(shì)的交互項(xiàng)。表1 給出了主要變量在全部樣本中，以及按照是否參與隔代照料劃分的子樣本中的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，參與隔代照料祖輩的軀體障礙數(shù)量、慢性病數(shù)量及心理抑郁得分均更低，而平均每天睡眠時(shí)間則更長(zhǎng)，這說(shuō)明參與隔代照料祖輩的生理健康和心理健康水平均顯著高于未參與隔代照料的祖輩。表1 僅能反映隔代照料與健康的相關(guān)關(guān)系，本文將通過(guò)嚴(yán)格的計(jì)量方法來(lái)探討隔代照料對(duì)祖輩健康的因果效應(yīng)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、結(jié)果分析

1.隔代照料的健康效應(yīng)

表2 顯示了基于FE—IV 方法估計(jì)的是否參與隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康結(jié)果的影響。從一階段回歸結(jié)果來(lái)看，兩個(gè)工具變量，即23～39歲子女?dāng)?shù)量和村莊內(nèi)其他祖輩參與隔代照料比例在4個(gè)模型中對(duì)是否參與隔代照料的影響系數(shù)均在1%水平下顯著，一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，因此可以排除弱工具變量問(wèn)題。二階段回歸結(jié)果顯示，是否參與隔代照料對(duì)祖輩健康結(jié)果產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。具體的，參與隔代照料使祖輩軀體障礙數(shù)量、慢性病數(shù)量，以及心理抑郁得分分別增加0.960項(xiàng)、0.214項(xiàng)和0.568分，同時(shí)使祖輩每晚平均睡眠時(shí)間減少0.332個(gè)小時(shí)。除了對(duì)心理抑郁得分的影響效應(yīng)在10%的顯著性水平外，隔代照料對(duì)其他三個(gè)健康指標(biāo)（軀體障礙數(shù)量、慢性病數(shù)量、睡眠時(shí)間）的影響效應(yīng)均在1%水平下高度顯著。由此可見(jiàn)，表2結(jié)果意味著參與隔代照料會(huì)對(duì)祖輩健康結(jié)果產(chǎn)生負(fù)向影響，這與Chen 等基于1991—2006 年CHNS 數(shù)據(jù)和何慶紅等基于2011—2015 年CHARLS 數(shù)據(jù)所得到的結(jié)論一致[1,16]?？傮w來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村祖輩參與隔代照料引起的角色沖突效應(yīng)大于角色積累效應(yīng)，最終導(dǎo)致參與隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康的凈效應(yīng)為負(fù)。

表2 是否參與隔代照料對(duì)祖輩健康的影響效應(yīng) N=26889

是否參與隔代照料變量無(wú)法刻畫(huà)祖輩參與隔代照料的強(qiáng)度，而隔代照料孫輩數(shù)量和隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)能夠在一定程度上彌補(bǔ)這一測(cè)量方面的缺陷。表3 給出了基于FE—V 方法估計(jì)的隔代照料孫輩數(shù)量和隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)對(duì)祖輩健康的影響效應(yīng)。其中，Panel A 給出了隔代照料孫輩數(shù)量對(duì)祖輩健康結(jié)果影響效應(yīng)的二階段回歸結(jié)果。不難看出，隔代照料孫輩數(shù)量越多，則祖輩的生理健康和心理健康狀況均變得更差。具體的，隔代照料孫輩每增加1 個(gè)，祖輩的軀體障礙數(shù)量、慢性病數(shù)量和心理抑郁得分分別增加0.737 項(xiàng)、0.173 項(xiàng)和0.449 分，而祖輩平均每晚睡眠時(shí)間則會(huì)減少0.263 個(gè)小時(shí)。Panel B給出了隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)對(duì)祖輩健康結(jié)果影響效應(yīng)的二階段回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，隔代照料孫輩時(shí)間對(duì)祖輩身心健康同樣具有顯著的負(fù)向影響。隔代照料孫輩時(shí)間越長(zhǎng)，則祖輩的軀體障礙數(shù)量、慢性病數(shù)量和心理抑郁得分越高，而祖輩平均每晚睡眠時(shí)間會(huì)越短。以上結(jié)果說(shuō)明，在納入隔代照料強(qiáng)度信息之后，我們?nèi)匀话l(fā)現(xiàn)隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康有顯著的負(fù)向效應(yīng)。當(dāng)照料孫輩數(shù)量較多、照料孫輩時(shí)間較長(zhǎng)時(shí)，農(nóng)村祖輩來(lái)自角色積累而獲得的健康紅利更容易被角色沖突引起的健康負(fù)面效應(yīng)所壓倒。此時(shí)，高強(qiáng)度隔代照料成為農(nóng)村祖輩的沉重負(fù)擔(dān)，并進(jìn)而對(duì)其身心健康產(chǎn)生顯著的不利影響。

表3 隔代照料數(shù)量和隔代照料時(shí)長(zhǎng)對(duì)祖輩健康的影響效應(yīng) N=26889

一些已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)隔代照料能夠顯著促進(jìn)中國(guó)農(nóng)村祖輩的健康水平[14-15]。但這些文獻(xiàn)大多使用OLS 或傾向值匹配（PSM）方法來(lái)考察隔代照料的健康效應(yīng)，盡管OLS 或傾向值匹配方法（PSM）有助于控制可觀測(cè)特征引致的混雜效應(yīng)，但這兩種方法均無(wú)法克服不可觀測(cè)異質(zhì)性及雙向因果帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。本文基于面板數(shù)據(jù)，并使用固定效應(yīng)模型和工具變量相結(jié)合的方法能夠更有效地消除不可觀測(cè)異質(zhì)性和雙向因果引起的內(nèi)生性，從而得到更具內(nèi)部效度的實(shí)證結(jié)果。此外，與這些文獻(xiàn)相比，本文綜合采用是否參與隔代照料、隔代照料孫輩數(shù)量和隔代照料孫輩時(shí)長(zhǎng)3個(gè)變量來(lái)度量農(nóng)村祖輩的隔代照料參與情況，基于這3 個(gè)變量的實(shí)證結(jié)果一致支持隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康存在顯著的負(fù)向影響，這說(shuō)明該結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

為了進(jìn)一步考察隔代照料強(qiáng)度對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康的非線性影響，在第二階段回歸式（2）中同時(shí)加入了隔代照料時(shí)長(zhǎng)變量的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)。表4 給出了基于FE—IV 方法估計(jì)的第二階段結(jié)果。在被解釋變量為軀體障礙數(shù)量和慢性病數(shù)量時(shí)，隔代照料時(shí)長(zhǎng)變量一次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，而隔代照料時(shí)長(zhǎng)變量二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著為正。這說(shuō)明，隨著隔代照料時(shí)長(zhǎng)的增加，農(nóng)村祖輩生理健康呈現(xiàn)出先改善后惡化的趨勢(shì)。換句話說(shuō)，與低強(qiáng)度隔代照料相比，高強(qiáng)度隔代照料更可能對(duì)農(nóng)村祖輩生理健康產(chǎn)生負(fù)向影響。當(dāng)被解釋變量為睡眠時(shí)間時(shí)，隔代照料時(shí)長(zhǎng)變量一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為顯著正向和顯著負(fù)向，這同樣反映出低強(qiáng)度隔代照料并不會(huì)損害農(nóng)村心理健康，只有較高強(qiáng)度的隔代照料才會(huì)對(duì)祖輩心理健康產(chǎn)生顯著的不利影響。這與韓保慶和王勝今基于2015年CHARLS 城鄉(xiāng)樣本數(shù)據(jù)、何慶紅等基于2011—2015 年CHARLS 城鄉(xiāng)樣本數(shù)據(jù)得到的結(jié)論類似[16-17]。與上述兩篇文獻(xiàn)不同的是，本文專門(mén)針對(duì)農(nóng)村祖輩群體展開(kāi)考察，基于面板數(shù)據(jù)和更嚴(yán)格的計(jì)量方法也有助于獲得更可靠的實(shí)證結(jié)論。總體來(lái)看，盡管隔代照料總體上會(huì)對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，但不同照料強(qiáng)度的健康效應(yīng)存在差異。當(dāng)隔代照料強(qiáng)度較低時(shí)，隔代照料帶來(lái)的角色積累效應(yīng)更可能大于角色沖突效應(yīng)。而當(dāng)隔代照料強(qiáng)度較高時(shí)，角色沖突效應(yīng)相比角色積累效應(yīng)更大。因此，與低強(qiáng)度照料相比，高強(qiáng)度隔代照料更容易對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康產(chǎn)生不利影響。

表4 隔代照料時(shí)長(zhǎng)對(duì)祖輩健康的非線性效應(yīng) N=26889

2.隔代照料健康效應(yīng)的性別差異

本部分通過(guò)在第二階段回歸式（2）中添加隔代照料變量與性別變量交互項(xiàng)的方式來(lái)考察隔代照料健康效應(yīng)的性別差異①為了降低固定效應(yīng)模型中交互項(xiàng)的估計(jì)偏誤，在構(gòu)建交互項(xiàng)之前首先對(duì)隔代照料變量和性別變量分別進(jìn)行中心化處理。。表5 給出了基于FE—IV 方法的估計(jì)結(jié)果?？傮w來(lái)看，與祖父相比，隔代照料對(duì)祖母身心健康的負(fù)面效應(yīng)更大。具體的，參與隔代照料會(huì)顯著提高祖輩軀體障礙數(shù)量和心理抑郁得分，而這種效應(yīng)在祖母群體中顯著大于在祖父群體中（Panel A）。隔代照料孫輩數(shù)量和隔代照料時(shí)長(zhǎng)會(huì)顯著提高祖輩的軀體障礙數(shù)量和心理抑郁得分，并顯著降低其平均每晚睡眠時(shí)間，而上述效應(yīng)同樣在祖母群體中顯著大于在祖父群體中（Panel B & C）。該結(jié)果與Muller等在11個(gè)歐洲國(guó)家和Musil等在美國(guó)發(fā)現(xiàn)的證據(jù)保持一致[20-21]。中國(guó)傳統(tǒng)文化下“男主外、女主內(nèi)”的家庭分工模式造成女性比男性參加更多的照料活動(dòng)，這種模式也體現(xiàn)在農(nóng)村隔代照料過(guò)程中[1]。與農(nóng)村祖父相比，農(nóng)村祖母參與隔代照料的比例更高、參與程度更深。從照料類型來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村祖母大多為孫輩提供飲食起居等方面的生活照料，而祖父則大多提供陪伴和玩耍等方面的輔助性照料[8]?？菰锓敝氐纳钫樟细菀淄ㄟ^(guò)角色沖突而對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)面影響，而伴隨著社會(huì)互動(dòng)的陪伴和玩耍則更容易通過(guò)角色積累而產(chǎn)生健康紅利[18]。在這種情況下，在祖母群體中隔代照料會(huì)引致更嚴(yán)重的負(fù)向健康效應(yīng)。

表5 隔代照料健康效應(yīng)的性別差異 N=26889

3.居住安排的調(diào)節(jié)效應(yīng)及其性別差異

為了探討居住安排模式在隔代照料和祖輩健康關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，本文通過(guò)在第二階段回歸式（2）中添加隔代照料變量和居住安排變量的交互項(xiàng)來(lái)展開(kāi)分析。其中，通過(guò)不與子女同住且不與孫輩同住、不與子女同住但與孫輩同住、與子女同住三個(gè)虛擬變量來(lái)度量祖輩居住安排模式。將不與子女同住且不與孫輩同住作為參照組，通過(guò)添加剩余兩個(gè)居住安排虛擬變量與隔代照料變量的交互項(xiàng)來(lái)探討居住安排的調(diào)節(jié)效應(yīng)①對(duì)居住安排變量和隔代照料變量也進(jìn)行了中心化處理。。表6 的結(jié)果顯示，和不與子女同住且不與孫輩同住相比，不與子女同住但與孫輩同住會(huì)強(qiáng)化隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的負(fù)向效應(yīng)，而與子女同住則會(huì)緩解隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的負(fù)向影響。該結(jié)論在使用三個(gè)不同的隔代照料變量時(shí)保持穩(wěn)健。這不僅與來(lái)自西方國(guó)家的證據(jù)保持一致[9,22]，而且也與Silverstein 等基于中國(guó)安徽農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)論保持一致[23]。不與子女同住但與孫輩同住的居住模式意味著農(nóng)村祖輩和孫輩構(gòu)成了隔代家庭，此時(shí)祖輩對(duì)孫輩而言發(fā)揮類似“父母”或“監(jiān)護(hù)人”的角色。農(nóng)村祖輩在照料孫輩中將需要投入更多的時(shí)間和精力，高強(qiáng)度的照料更傾向于通過(guò)角色沖突機(jī)制對(duì)祖輩健康產(chǎn)生更大的不利影響[9]。而與子女同住時(shí)，農(nóng)村祖輩隔代照料負(fù)擔(dān)能得到其子女一定程度的分擔(dān)，這必然有助于緩解隔代照料對(duì)祖輩健康的負(fù)面影響。

表6 居住安排對(duì)隔代照料健康效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用 N=26889

為了考察居住安排調(diào)節(jié)效應(yīng)的性別差異，在男性樣本和女性樣本中分別進(jìn)行了與表6 相同設(shè)置的回歸②篇幅所限，正文未顯示完整回歸結(jié)果。如有需要，請(qǐng)與作者聯(lián)系索取。。結(jié)果顯示，不與子女同住但與孫輩同住對(duì)隔代照料負(fù)面健康效應(yīng)的強(qiáng)化作用全部發(fā)生在女性樣本中。盡管我們?cè)谀行詷颖竞团詷颖局芯l(fā)現(xiàn)與子女同住會(huì)對(duì)隔代照料負(fù)面健康效應(yīng)產(chǎn)生緩解作用，但這種緩解作用在女性樣本中比在男性樣本中更大。該結(jié)果說(shuō)明，當(dāng)祖母不與子女同住但與孫輩同住時(shí)，隔代照料對(duì)她們健康的不利影響將會(huì)被強(qiáng)化。與此相反，當(dāng)祖母與子女同住時(shí)，隔代照料對(duì)她們健康的負(fù)面影響將會(huì)得到更大程度的緩解。上述結(jié)果意味著，在中國(guó)農(nóng)村祖輩群體中，照料孫輩給隔代家庭中的祖母帶來(lái)的負(fù)面健康效應(yīng)最為顯著。與此同時(shí)，與子女同住則可以成為一種保護(hù)因素，能夠切實(shí)幫助祖母應(yīng)對(duì)照料孫輩中的壓力，從而降低隔代照料對(duì)祖母群體健康產(chǎn)生的不利影響。

4.機(jī)制分析

為了進(jìn)一步探索隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康的影響機(jī)制，將分別考察隔代照料對(duì)祖輩社會(huì)參與、成年子女對(duì)祖輩的代際經(jīng)濟(jì)支持和情感支持的影響效應(yīng)。按照上文理論分析，在角色積累視角下，隔代照料可能促進(jìn)祖輩社會(huì)參與，也會(huì)使得祖輩更可能獲得來(lái)自成年子女的代際經(jīng)濟(jì)和情感支持，從而通過(guò)這兩條機(jī)制促進(jìn)祖輩身心健康。另一方面，在角色沖突視角下，隔代照料不僅能通過(guò)自我照料者、隔代照料者和配偶照料者等多重角色沖突直接導(dǎo)致生理健康和心理健康問(wèn)題，而且還可能通過(guò)引發(fā)代際沖突從而對(duì)其健康水平產(chǎn)生負(fù)面影響。由于代際沖突會(huì)削弱祖輩和成年子女的代際關(guān)系親密程度，因此在發(fā)生代際沖突的情況下，隔代照料可能通過(guò)降低來(lái)自成年子女的情感支持從而對(duì)祖輩身心健康產(chǎn)生負(fù)向影響。

在機(jī)制分析中，祖輩社會(huì)參與通過(guò)受訪祖輩過(guò)去一個(gè)月是否參加任何類別的社交活動(dòng)來(lái)衡量，其中參加任何一項(xiàng)社交活動(dòng)賦值為1，否則為0。成年子女對(duì)祖輩的代際經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)祖輩過(guò)去一年是否獲得來(lái)自成年子女的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移支付來(lái)衡量，其中如果獲得則賦值為1，否則為0。最后，通過(guò)成年子女與受訪祖輩見(jiàn)面或聯(lián)系的頻率來(lái)界定成年子女對(duì)祖輩的代際情感支持，每周至少能見(jiàn)面或聯(lián)系一次則賦值為1，否則為0。仍然使用式（1）和式（2）所表示的FE—IV 方法來(lái)檢驗(yàn)隔代照料對(duì)上述3個(gè)機(jī)制變量的影響效應(yīng)。此時(shí)，式（2）中的被解釋變量分別為社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)支持和情感支持3 個(gè)機(jī)制變量。

表7給出了隔代照料對(duì)3個(gè)機(jī)制變量影響效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，3個(gè)隔代照料變量對(duì)祖輩社會(huì)參與和成年子女對(duì)祖輩的代際經(jīng)濟(jì)支持都具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。這反映出隔代照料的角色積累優(yōu)勢(shì)。一方面，同為孫輩照料者的農(nóng)村祖輩之間可能有更多的社會(huì)互動(dòng)，這有助于擴(kuò)展其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、增加其社會(huì)參與。另一方面，當(dāng)農(nóng)村祖輩幫助成年子女照料孫輩時(shí)，成年子女出于代際互惠動(dòng)機(jī)會(huì)為祖輩提供更多的經(jīng)濟(jì)支持。由此可知，隔代照料可以通過(guò)促進(jìn)社會(huì)參與和增加代際經(jīng)濟(jì)支持兩條機(jī)制路徑來(lái)對(duì)祖輩的健康產(chǎn)生積極影響，這種積極影響有助于緩解隔代照料中角色沖突所引致的負(fù)向健康效應(yīng)。表7結(jié)果還顯示，盡管不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但三個(gè)隔代照料變量對(duì)代際情感支持均表現(xiàn)出負(fù)向影響。該結(jié)果很可能源于隔代照料中的角色沖突。隔代照料過(guò)程中，所照料的孫輩選擇、養(yǎng)育觀念和生活習(xí)慣可能引發(fā)代際沖突，這種代際沖突有可能削弱代際關(guān)系親密度和情感支持，進(jìn)而損害祖輩健康。

表7 隔代照料影響祖輩健康的機(jī)制分析

四、結(jié)論與建議

基于2011—2018年CHARLS 數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型和工具變量方法相結(jié)合的因果識(shí)別策略，本文實(shí)證檢驗(yàn)了隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩身心健康的影響效應(yīng)及其性別差異，并考察了居住安排模式在隔代照料和祖輩健康關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，還進(jìn)一步探討了隔代照料影響祖輩健康的潛在機(jī)制路徑。研究結(jié)果顯示，總體來(lái)看，隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩生理健康和心理健康均會(huì)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。與低強(qiáng)度照料相比，高強(qiáng)度照料更可能對(duì)祖輩身心健康產(chǎn)生顯著的不利影響。隔代照料的負(fù)向健康效應(yīng)在祖母群體中比在祖父群體中更高。不與子女同住但與孫輩同住會(huì)強(qiáng)化隔代照料的負(fù)向健康效應(yīng)，而與子女同住則會(huì)顯著緩解隔代照料的負(fù)向健康效應(yīng)。居住安排模式對(duì)隔代照料健康效應(yīng)的上述調(diào)節(jié)作用在祖母群體中更為顯著。機(jī)制分析結(jié)果顯示，促進(jìn)社會(huì)參與和增加代際經(jīng)濟(jì)支持是緩解隔代照料負(fù)向健康效應(yīng)重要路徑。

本文結(jié)論說(shuō)明，在通過(guò)促進(jìn)參與隔代照料實(shí)現(xiàn)農(nóng)村祖輩實(shí)現(xiàn)積極老齡化的過(guò)程中，還應(yīng)該密切關(guān)注隔代照料可能對(duì)農(nóng)村祖輩健康造成的不利影響。采取有針對(duì)性的公共政策干預(yù)緩解隔代照料對(duì)農(nóng)村祖輩健康的負(fù)面效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。首先，提高中國(guó)農(nóng)村地區(qū)幼托服務(wù)可及性是減輕農(nóng)村祖輩隔代照料負(fù)擔(dān)，進(jìn)而緩解隔代照料負(fù)面健康效應(yīng)的重要舉措。具體的，一方面需要擴(kuò)大農(nóng)村公共幼托服務(wù)供給水平，另一方面也需要研究出臺(tái)相應(yīng)的兒童照料津貼。在上述供需兩個(gè)方面的政策措施下，公共部門(mén)能夠有效分擔(dān)農(nóng)村祖輩的隔代照料負(fù)擔(dān)，這對(duì)于保護(hù)祖輩身心健康具有重要意義。其次，對(duì)于參與隔代照料的祖輩，尤其是參與隔代照料的祖母群體，應(yīng)該展開(kāi)有針對(duì)性的照料能力建設(shè)和健康干預(yù)。比如，在現(xiàn)有的社區(qū)公共衛(wèi)生服務(wù)體系中，應(yīng)該增加針對(duì)參與隔代照料祖母群體的定期生理健康監(jiān)測(cè)和心理健康服務(wù)。同時(shí)，依托社區(qū)及相關(guān)公益機(jī)構(gòu)，可以針對(duì)農(nóng)村祖母群體開(kāi)展隔代照料能力提升、自我心理健康調(diào)節(jié)等方面的社會(huì)工作專業(yè)干預(yù)。再次，在城鄉(xiāng)融合發(fā)展的背景下，消除流動(dòng)人口享受城市公共服務(wù)的障礙，促進(jìn)流動(dòng)人口子女隨遷，降低農(nóng)村隔代家庭比例，這有助于降低祖輩隔代照料強(qiáng)度，從而保護(hù)其身心健康不會(huì)受到過(guò)度照料的負(fù)面影響。最后，考慮到促進(jìn)社會(huì)參與和提高代際經(jīng)濟(jì)支持是緩解隔代照料負(fù)向健康效應(yīng)重要路徑。一方面政府部門(mén)應(yīng)該在農(nóng)村社區(qū)興建一些適合祖孫共同活動(dòng)的設(shè)施和場(chǎng)所，這有助于促進(jìn)祖輩之間的社會(huì)互動(dòng)。另一方面，大力弘揚(yáng)傳統(tǒng)孝道文化，同時(shí)通過(guò)政策手段激勵(lì)成年子女給與參與隔代照料的祖輩更多的經(jīng)濟(jì)和情感支持，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)祖輩積極老齡化和健康老齡化具有重要價(jià)值。