社會支持對老年人身體健康和生活滿意度的影響

鄭志丹+鄭研輝

摘 要：基于2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文在IV-Oprobit模型的基礎(chǔ)上，引入子女?dāng)?shù)量和城鎮(zhèn)居民平均工資作為工具變量以克服家庭代際經(jīng)濟支持的內(nèi)生性問題，實證檢驗了人口老齡化加速背景下，“社會養(yǎng)老”模式和 “養(yǎng)兒防老”模式如何對老年人的身體健康和生活滿意度產(chǎn)生影響，兩者之間是否存在替代或者協(xié)同效應(yīng)。實證結(jié)果表明：總體而言，家庭代際經(jīng)濟支持由老年人的身體健康狀況決定，并且兩者呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時它還將對老年人的生活滿意度產(chǎn)生積極的影響；進一步的分析發(fā)現(xiàn)，家庭代際經(jīng)濟支持對高齡老年人的身體健康發(fā)揮了增益作用，而低齡老年人所獲得的家庭經(jīng)濟供養(yǎng)則與其健康狀況負(fù)相關(guān)；此外，子女的日常照料使得父母的身體健康和生活滿意度雙雙提升；社會正式支持中僅城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險能夠提升老年人的生活滿意度，而參加新農(nóng)保和新醫(yī)保將會顯著提升家庭代際經(jīng)濟支持水平，從而間接促進老年人的身體健康和生活滿意度。由此可見，“養(yǎng)兒防老”和“社會養(yǎng)老”呈現(xiàn)出協(xié)同促進效應(yīng)，而非替代效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)兒防老；社會養(yǎng)老；代際經(jīng)濟支持； 協(xié)同效應(yīng)

中圖分類號：C913.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-4149（2017）04-0063-14

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2017.04.007

Re-examine Based on the Endogenous of Intergenerational Economic Support

ZHENG Zhidan1， ZHENG Yanhui2

（1. Economic College， Hebei University， Baoding 071000， China；

2. School of Sociology and Population Study， Remin University，Beijing 100872， China）

Abstract：Based on the data of China Health and Retirement Longitudinal Study in 2013， this paper introduces children number and average wage level of urban residents as instruments to overcome the endogenous problem of family intergeneration support. Using the IV-Oprobit model， this paper empirically examines how the family intergeneration support network and social support network affect the health

and life satisfaction of the old people. Are there substitutional effect or synergistic effect between family support and social support？ The empirical results indicates that the family intergenerational support is determined by the health of the elderly and they present a significant negative relationship. Meanwhile， it has a positive impact on their life satisfaction. The further analysis indicate that the family intergenerational support improve the health of advanced age old people. And the family intergenerational support of lower age old people is negatively related with their healthy condition. In addition， daily care of the children lead parents health and life satisfaction both ascend. Only the endowment insurance of the urban worker can improve the elderly life satisfaction，but the participation of the new agriculture insurance and health insurance will significantly promote the intergeneration economic support and then promote the health and life satisfaction of the old people. Therefore， there is a significant synergistic effect rather than substitution effect between family support and social support.

Keywords：

family intergeneration support； social support； intergenerational economic support； synergistic effectendprint

一、引言

人口老齡化已成為當(dāng)今世界最為突出的社會問題之一，但與西方自發(fā)的人口轉(zhuǎn)變過程不同，我國老年人口的大規(guī)模、快速增長則是計劃生育政策的加速效應(yīng)，經(jīng)濟、社會和醫(yī)療發(fā)展所帶來的家庭少子化和延壽效應(yīng)

國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示：一方面，我國總和生育率從1950年的5.81大幅下降至2015年的1.55，盡管二孩政策使得2015年的總和生育率較2010年1.18的最低點已有大幅回升，但仍不到世界平均水平的一半，甚至低于歐美等發(fā)達(dá)國家；另一方面，2015年我國人口平均預(yù)期壽命為76.34歲，較1950年的40.76歲提升了1.87倍之多。共同作用的結(jié)果：據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示，截至2015年末，我國60歲以上老年人達(dá)2.22億，占總?cè)丝诘?6.1%，65周歲以上老年人已增至1.44億之多，分別占世界老年人口以及我國總?cè)丝诘?3.3%和10.5%，并將以每年3%的速度增長。更為窘迫的現(xiàn)狀是在老年人口快速擴張的同時，社會養(yǎng)老保障服務(wù)體系的發(fā)展卻嚴(yán)重滯后

截至2015年底，全國養(yǎng)老床位數(shù)僅669.8萬張，每千名老人擁有床位數(shù)30.17張，盡管已經(jīng)較5年前增長了70.2%，但仍低于發(fā)達(dá)國家50‰—70‰（張/人）的平均水平。具體參見：http：//zys.ndrc.gov.cn/xwfb/201603/t20160311_792460.html

，家庭支持仍是老年人晚年生活的主要保障和最終依靠。但在計劃生育政策以及以往作為老年人主要照料者的女性逐漸走出家庭的雙重壓力下，以傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”為支撐的社會支持網(wǎng)絡(luò)能否保障老年人的身體健康和生活滿意度不僅是眾多“四二一”家庭所面臨的新的巨大挑戰(zhàn)，也成為關(guān)乎國計民生和國家長治久安的重大戰(zhàn)略性問題。

作為中國傳統(tǒng)儒家文化核心組成部分的“養(yǎng)兒防老”觀念由來已久[1]，針對這一現(xiàn)象，學(xué)者們分別從“養(yǎng)兒防老”的動因、影響因素以及“社會養(yǎng)老”模式對傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式的沖擊等角度展開了大量的理論和實證研究，但限于數(shù)據(jù)、模型和方法等因素并未達(dá)成一致的看法。首先，從“養(yǎng)兒防老”的動因角度出發(fā)，費孝通認(rèn)為傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念實際上是一種家庭的“反哺模式”，而西方社會則是“接力模式”[2]；類似地，甄聰和西爾弗斯坦（Silverstein）的研究進一步表明以傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”為支撐的家庭支持網(wǎng)絡(luò)是一種代際互惠的因果關(guān)系：子女對父母的照顧支持是基于“報恩”的傳統(tǒng)倫理觀念[3]，同時女婿和兒媳在照顧老人時扮演著“拾遺補缺”的角色[4]；相反的，鄭丹丹和易楊忱子通過研究則發(fā)現(xiàn)互惠和利他模式對城市代際支持問題的解釋力度更高，傳統(tǒng)的無條件反哺式權(quán)力孝道已不再適用當(dāng)前中國社會[5]；此外，劉愛玉和楊善華通過研究發(fā)現(xiàn)在有子女提供經(jīng)濟支持的家庭中，父母往往以做家務(wù)和照顧孫子女方式作為回報[6]，但子女也可能在提供經(jīng)濟支持的同時疏于精神和心理支持，進而加劇了父母的心理負(fù)擔(dān)[7]。

其次，于長永利用2009年全國10省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究了農(nóng)民 “養(yǎng)兒防老”態(tài)度的影響因素，結(jié)果表明年齡、健康狀況、民族和家庭關(guān)系等因素對農(nóng)民的“養(yǎng)兒防老”觀念產(chǎn)生顯著影響[8]；羅玉峰等的研究則表明經(jīng)濟發(fā)展水平和子女外出務(wù)工將顯著弱化“養(yǎng)兒防老”觀念，而傳統(tǒng)文化、族群聚集和宗族關(guān)系是維系家庭代際養(yǎng)老模式的主要影響因素[9]；王增文等的研究進一步表明農(nóng)村居民對“養(yǎng)兒防老”觀念的認(rèn)知程度受到互助養(yǎng)老模式和新農(nóng)保制度等多種因素的影響，其對“養(yǎng)兒防老”和“自身養(yǎng)老”持認(rèn)同態(tài)度的比例高達(dá)73.1%[10]。

再次，石雷雨認(rèn)為社會正式支持系統(tǒng)，如退休金和養(yǎng)老補貼的發(fā)放，將在很大程度上緩解老年人的經(jīng)濟壓力[11]，特別是在城鄉(xiāng)結(jié)合部和農(nóng)村地區(qū)，這種“緩沖器效應(yīng)”更加明顯，但老年人轉(zhuǎn)移支付收入的增加勢必導(dǎo)致子女將原有的用于供養(yǎng)老年人的資金轉(zhuǎn)作他途，即產(chǎn)生“替代效應(yīng)”[12-13]，但這種替代效果十分微弱[14]；與此相反，胡宏偉等則認(rèn)為，參加醫(yī)療和養(yǎng)老保險計劃將在一定程度上加重老年人的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，子女將不得不增加對其的經(jīng)濟支持，從而產(chǎn)生“協(xié)同效應(yīng)”[15]。

最后，其他一些學(xué)者則特別關(guān)注了“養(yǎng)兒防老”抑或“養(yǎng)女防老”的生育選擇問題，如尹銀的研究表明至少擁有一個兒子或兒女雙全的家庭均未能顯著地提高老年人的生活質(zhì)量，因此他認(rèn)為養(yǎng)兒未必能防老[16]；于長永則認(rèn)為“養(yǎng)兒防老”的觀念存在顯著的代際差異并呈現(xiàn)出弱化趨勢，而“養(yǎng)女防老”的思潮正悄然興起[17]；鄭丹丹和易楊忱子的研究進一步表明大多數(shù)子女都將為父母提供代際支持，但女兒在生活和感情上對父母的支持往往多于兒子[5]。

本文并不探討“養(yǎng)兒防老”還是“養(yǎng)女防老”何者處于支配地位，而是嘗試回答“家庭養(yǎng)老”

本文“養(yǎng)兒防老”中的“兒”同時包含兒子和女兒。模式和“社會養(yǎng)老”模式如何影響老年人的身體健康和生活滿意度， “多子多?！钡膫鹘y(tǒng)生育觀總體上是改善了還是惡化了老年人的身體健康和生活滿意度？“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)家庭支持和社會正式養(yǎng)老網(wǎng)絡(luò)是否呈現(xiàn)出此消彼長的態(tài)勢？目前，國內(nèi)有關(guān)養(yǎng)兒能否防老的研究還不多見，更談不上深入，且大多采用定性的規(guī)范分析，盡管少數(shù)研究采用了定量實證分析，但大多基于小范圍的問卷數(shù)據(jù)調(diào)查[18-20]，更為重要的是現(xiàn)有研究均忽略了家庭支持與老年人身體健康和生活滿意度的內(nèi)生性問題[21-23]，估計結(jié)果的穩(wěn)健性有待商榷。為了克服前期研究的局限性，本文選取北京大學(xué)國家發(fā)展研究院提供的2013年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），在IV-Oprobit模型的基礎(chǔ)上，引入子女?dāng)?shù)量和城鎮(zhèn)平均工資作為工具變量以克服模型的內(nèi)生性問題，實證檢驗了家庭代際支持如何對老年人的身體健康和生活滿意度產(chǎn)生影響，是否存在社會正式支持對家庭代際經(jīng)濟支持的擠出效應(yīng)。

二、實證設(shè)計endprint

本文的目的在于探析 “養(yǎng)兒防老”模式和“社會養(yǎng)老”模式能否保障老年人的身體健康和生活滿意度，兩者之間是否存在替代或者互補效應(yīng)。為了實現(xiàn)這一目標(biāo)，我們選取北京大學(xué)中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫提供的自評健康（取值1—5，分別代表很不好、不好、一般、好和很好）和自評滿意度（取值1—5，分別代表一點也不滿意、不太滿意、比較滿意、非常滿意和極其滿意）作為反映潛在社會支持和養(yǎng)老需求的因變量，分別記作Health和Satisfaction。盡管前期研究，如陶裕春和申昱[23]采用二元分類變量健康/不健康來測度老年人生理和心理健康的設(shè)定方法，能夠在一定程度上反映老年人的生活習(xí)慣、認(rèn)知和抑郁等問題，且具有一定的實踐意義，但其弊端也相當(dāng)明顯：具有相同疾病、認(rèn)知和抑郁等特征的老年人其社會支持和養(yǎng)老需求

理論上來講，老年人的社會支持/養(yǎng)老需求的大小應(yīng)當(dāng)以其獲取社會支持的數(shù)量和質(zhì)量的乘積來表示，或者用相對統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)質(zhì)量的社會支持來衡量。可能存在巨大的差別，而采用上述客觀健康指標(biāo)顯然無法反映這種差別。此時，采用主觀自評指標(biāo)不僅能夠反映生活狀況、疾病、認(rèn)知和抑郁等客觀因素，還能反映個體差別化的社會支持和養(yǎng)老需求，綜合而言，一個人的身心健康程度越差，其社會支持需求就越大。

1. Ordered Probit模型

鑒于Health和Satisfaction是受限的有序數(shù)據(jù)（Ordered Data），此時若采用OLS估計將是有偏且不一致的，因此，本文采用Oprobit模型（Ordered Probit，下稱Oprobit）進行估計。Oprobit模型是典型的受限被解釋變量模型（Limited Dependent Variable Model）的一種，其核心思想是通過對可觀測的有序數(shù)據(jù)建立Oprobit模型，從而研究不可觀測的潛變量（Latent Variable）變化規(guī)律的研究方法，由于無法觀測到y(tǒng)*的具體數(shù)值，因此，可將潛在的社會支持/養(yǎng)老需求y*看作是一種潛變量，y*的線性方程可表示為：

y*i=βFESi+ηx′i+εi i=1，2，…，N（1）

其中，y*i是潛在的社會支持/養(yǎng)老需求，F(xiàn)ESi為家庭代際經(jīng)濟支持

本文擬采用兩種度量方式作為家庭代際經(jīng)濟支持的代理指標(biāo)：其一，

FESi=1時表示子女給予的經(jīng)濟支持大于父母給子女的經(jīng)濟支持，否則FESi=0；其二，若子女給予父母的經(jīng)濟支持減去父母給子女的經(jīng)濟支持的凈額大于0，則取對數(shù)，否則取0，記作FES*i。，是我們最為關(guān)注的自變量，x′i為一系列影響社會支持/養(yǎng)老需求的自變量，β和η為其系數(shù)，εi為殘差項。盡管y*為不可觀測的潛變量，但其與另一系列可觀測的有序數(shù)列yi具有如下關(guān)系：

yi=F（y*i）=1 y*i<α1

2 α1≤y*i<α2…J αJ-1≤y*i（2）

其中，yi為離散數(shù)組{1，2，…，J}，代表第i個老人的身體健康和生活滿意度程度；α1<α2<…<αJ為待估的切點參數(shù)，將y*i劃分為J個區(qū)間，這樣，y的第i個觀測值j落入某一區(qū)間的概率可以表示為：

P（yi=j）=F（α1-βFESi-ηx′i） j=1

F（αj-βFESi-ηx′i）-F（αj-1-βFESi-ηx′i） 2≤j≤J-1

…

1-F（αj-1-βFESi-ηx′i） j=J（3）

然后，將因變量替換為yi，構(gòu)建Oprobit模型：

yi=F（βFESi+ηx′i+εi） i=1，2，…，N（4）

根據(jù)公式（4），我們可以寫出第i個觀測值j所對應(yīng)的對數(shù)似然函數(shù)：

lnL=∑Ni=1∑Jj=1ln[F（αj-βFESi-ηx′i）-F（αj-1-βFESi-ηx′i）]（5）

通過極大似然估計就可以得到Oprobit模型的系數(shù)β、η和αi（j

2. 模型的內(nèi)生性

值得注意的是，家庭代際經(jīng)濟支持（FES）和日常照料支持（FC）與老年人的

身體健康和生活滿意度

可能互為因果，從而導(dǎo)致模型（4）產(chǎn)生嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。一方面，代際支持可能會對父母身體健康和生活滿意度產(chǎn)生影響，即子女的代際經(jīng)濟和日常照料支持能夠滿足老年人養(yǎng)老需求，排遣老年人的孤獨和恐懼感，使其得到精神安慰，改善身體健康和生活滿意度狀況；但代際支持也可能會降低老年人的自我效能感和家長權(quán)威感，從而影響其身體健康和生活滿意度水平[24]。另一方面，代際經(jīng)濟支持的決定也可能受到父母身體健康和生活滿意度狀況的影響：在儒家孝文化和“養(yǎng)兒防老”思想的影響下，罹患疾病或?qū)ι瞵F(xiàn)狀不太滿意的老年人勢必向子女尋求經(jīng)濟和心理支持，以支付高昂的醫(yī)療費用或改善生活條件；然而，稀缺資源在代際間的再分配可能會導(dǎo)致家庭代際沖突，而子女的長期照料和老年人的苛刻要求也可能滋生子女的不滿情緒，從而導(dǎo)致代際沖突，并最終降低代際支持水平[23]。由此可見，家庭經(jīng)濟支持和日常照料并非是隨機的變量，而是家庭和個體的自我選擇行為，這將使得我們無法推斷代際支持和父母的身體健康和生活滿意度是如何相互作用和相互影響的。此外，鑒于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫并未提供家庭和社會照料數(shù)據(jù)，而僅僅提供了家庭和社會照料的預(yù)測數(shù)據(jù)，即當(dāng)日后需要照料時可選擇的照料類型，尚未形成實質(zhì)性的雙向因果關(guān)系，因此，我們僅需考察家庭代際經(jīng)濟支持的內(nèi)生性問題。

3. 工具變量的選取

前面的分析表明生活不能自理的老年人可能更愿意向子女尋求代際支持，而家庭代際支持可能會促進老年人的身體健康和生活滿意度，也可能導(dǎo)致代際沖突從而不利于老年人的身體健康和生活滿意度，這就使得普通的Oprobit估計是有偏的，因此，本文擬在普通Oprobit模型的基礎(chǔ)上引入工具變量（Instrument Variable）以克服代際經(jīng)濟支持可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

工具變量的選取應(yīng)當(dāng)滿足兩點要求：其一，工具變量應(yīng)當(dāng)與內(nèi)生變量高度相關(guān)；其二，工具變量應(yīng)當(dāng)與模型不可觀測的異質(zhì)性εi不相關(guān)。我們借鑒齊豪和毛尚熠[25]以及安特曼（Antman）[26]的做法，分別采用子女?dāng)?shù)量和父母所在地的城鎮(zhèn)職工平均工資水平作為工具變量。選擇子女?dāng)?shù)量的原因是由于受到傳統(tǒng)“多子多?！焙汀梆B(yǎng)兒防老”觀念的影響，老年人的生活質(zhì)量和兒女?dāng)?shù)量緊密聯(lián)系在一起[20]，子女越多的家庭，父母得到供養(yǎng)的概率和數(shù)量越大，因此，我們推斷子女?dāng)?shù)量應(yīng)當(dāng)與家庭代際經(jīng)濟支持正相關(guān)；另一個工具變量是父母所在地的城鎮(zhèn)平均工資水平，老年人自身社會經(jīng)濟地位的提高將顯著影響其生活質(zhì)量[16]，所在地的平均收入水平越高，則父母選擇自食其力并拒絕子女經(jīng)濟支持的概率越大，據(jù)此可以預(yù)見，城鎮(zhèn)平均工資水平應(yīng)當(dāng)與代際經(jīng)濟支持負(fù)相關(guān)；此外，為了防止城鎮(zhèn)平均工資通過影響父母的收入水平進而對其身體健康和生活滿意度產(chǎn)生影響，我們還在模型中加入父母的收入變量，以期盡可能地消除城鎮(zhèn)平均工資水平作為工具變量的內(nèi)生性問題。

為了進一步檢驗工具變量的選取是否滿足條件二，即杜絕工具變量與模型（4）的殘差可能存在的自相關(guān)問題，我們用工具變量（子女?dāng)?shù)量和父母所在地的平均工資水平）對模型（4）的殘差進行了回歸分析，結(jié)果表明回歸的擬合線幾乎是一條水平線，表明子女的數(shù)量以及父母所在地的工資水平與父母的身體健康和生活滿意度幾乎不相關(guān)[27]，因此，我們認(rèn)為本文選取的工具變量是合理的。

4. IV-Oprobit模型設(shè)定

為了控制模型的內(nèi)生性問題，借鑒赫克曼（Heckman）的處理方法[28]，本文采用兩階段回歸構(gòu)建IV-Oprobit模型。首先，將內(nèi)生的家庭代際經(jīng)濟支持變量對工具變量和所有外生解釋變量以及控制變量做Probit回歸

FESi為二分類變量，默認(rèn)切點為0；而當(dāng)采用代際經(jīng)濟支持凈額

FES*i進行分析時，則需做相應(yīng)的OLS回歸。以期獲取FESi的擬合值和控制變量，變量定義見表1，νi為殘差。

三、數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS），該項目由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主持，基于2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)展開，采用多層多階段抽樣調(diào)查，每兩年更新一次。本文選取的數(shù)據(jù)

更新至2013年，包含全國28個省、自治區(qū)和直轄市的150個縣、450個社區(qū)（村）的45歲及以上

中老年人家庭和個人，約1萬戶的1.7萬人。剔除數(shù)據(jù)不全的樣本后，得到60歲以上的老年人樣本共計4986個，變量的描述性統(tǒng)計見表2。

從表2 Panel B的變量描述性統(tǒng)計結(jié)果來看，自評健康的均值為2.946，表明老年人的健康水平介于不好和一般之間，靠近一般一側(cè)；自評滿意度的均值為3.161，介于比較滿意和非常滿意之間，靠近比較滿意一側(cè)；說明老年人的生活滿意度略高于身體健康水平，但整體來看，我國老年人的身體健康和生活滿意度狀況并不好，僅達(dá)到一般水平。其次，家庭經(jīng)濟和日常照料支持的均值分別為0.714和0.610，而社會照料的均值僅為0.020，初步表明現(xiàn)階段“養(yǎng)兒防老”仍然是老年人維持基本生活保障的主要來源。從社會經(jīng)濟支持來看，占樣本總數(shù)74.3%的農(nóng)村老年人口中，分別有95.12%和70.12%的人口參加了新醫(yī)保和新農(nóng)保，而城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的覆蓋比例分別為85.21%和83.26%，表明我國社會保障體系建設(shè)已經(jīng)發(fā)生了質(zhì)的飛躍，但能否保障老年人的身體健康和生活滿意度仍需進一步檢驗。再次，居住于城市的老年人口顯著高于城市戶籍人口所占比重（39.8%>25.7%），說明老年人可能出于生活質(zhì)量、醫(yī)療、務(wù)工和照看孫子女等需求從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移，符合人口從農(nóng)村流向城市的遷移規(guī)律。最后，ADL的均值為4.482，表明老年人在穿衣、吃飯、洗澡、起床和如廁等日常生活中至少面臨著一項困難，因此，ADL可能是影響老年人身體健康和生活滿意度的主要因素。

此外，在表2的Panel A中，我們還根據(jù)有無代際經(jīng)濟支持把樣本分為兩組，結(jié)果表明除了婚姻狀況和社交活動以外，其他變量在兩組間均呈現(xiàn)出顯著的差異，特別值得注意的是健康程度更差的老年人反而能夠獲得更高的代際經(jīng)濟支持，參加新農(nóng)保和新醫(yī)保的老年人獲得經(jīng)濟供養(yǎng)的概率更高，并且代際經(jīng)濟支持的提高將會提升老年人的生活滿意度和家庭照料預(yù)期。據(jù)此我們可以初步推斷，罹患疾病的老年人為了支付高額的醫(yī)療費用而不得不索取更高的經(jīng)濟供養(yǎng)，同時參加新農(nóng)保和新醫(yī)保將會帶來家庭經(jīng)濟支持的擠入效應(yīng)，進而提升老年人的幸福感。

四、實證結(jié)果及解釋

1. IV-Oprobit模型估計結(jié)果

表3列示了IV-Oprobit模型的一階段回歸結(jié)果，鑒于一階段回歸是內(nèi)生解釋變量對工具變量和所有的外生解釋變量以及控制變量的回歸分析，這就給我們提供了一個深度解析家庭代際經(jīng)濟支持的影響因素的絕佳機會。首先，從表3欄位（1）的回歸結(jié)果來看，為子女提供照看孩子、做家務(wù)等服務(wù)的父母，將獲取更高的代際經(jīng)濟支持作為交換，這與陳皆明[29]以及王躍生[30]的結(jié)論一致；并且代際經(jīng)濟支持與父母年齡存在二次曲線關(guān)系，即隨著父母年齡增長，子女的經(jīng)濟供養(yǎng)的概率先增后減，并在73歲達(dá)到最大值；而為父母提供日常照料或者與父母的關(guān)系越發(fā)親密的子女，往往更傾向于為父母提供經(jīng)濟支持。此外，參加新醫(yī)保和新農(nóng)保將顯著提高子女對父母經(jīng)濟供養(yǎng)的概率，即新農(nóng)保和新醫(yī)保能有效減輕老年人經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，釋放其潛在的社會支持、養(yǎng)老需求和醫(yī)療服務(wù)需求，進而促使其購買更多的醫(yī)療服務(wù)，最終帶來“養(yǎng)兒防老”和“社會養(yǎng)老”的協(xié)同效應(yīng)，而非替代效應(yīng)。性別、婚姻、居住地、收入以及與子女同住等變量顯著為負(fù)，說明男性、有配偶、居住地在城市以及與子女同住的老年人，獲得子女代際經(jīng)濟支持的概率更小。

其次，作為對比，我們還在表3的欄位（2）中采用家庭代際支持的凈額作為被解釋變量，檢驗了本文結(jié)論的穩(wěn)健性，并得到了與欄位（1）相似的結(jié)論，但兩組回歸系數(shù)卻存在本質(zhì)上的區(qū)別：欄位（1）的回歸系數(shù)代表自變量的變動所導(dǎo)致的家庭代際支持概率的變動，而欄位（2）的系數(shù)則表endprint

示自變量的變動所導(dǎo)致的家庭代際經(jīng)濟支持凈額變動的百分比，代際經(jīng)濟支持凈額的增加并不能推斷出代際經(jīng)濟支持概率的增加，類似地，代際經(jīng)濟支持概率的增加也不能反推出經(jīng)濟支持凈額的增加，如在欄位（2）中，隨著老年人受教育概率的增加，其對代際經(jīng)濟支持凈額的需求也在逐步增加，但其獲得經(jīng)濟支持的概率并沒有發(fā)生顯著變化。

再次，在欄位（3）和（4）中，我們還分別分析了低齡和高齡老年人獲取家庭經(jīng)濟供養(yǎng)的影響因素，并得到與欄位（1）相似的結(jié)論。

最后，從工具變量的回歸系數(shù)來看，子女?dāng)?shù)量與家庭代際經(jīng)濟支持正相關(guān)，而老年人所在地的城鎮(zhèn)平均工資的系數(shù)顯著為負(fù)，這與我們的預(yù)期一致，子女越多的家庭將為父母提供更多的經(jīng)濟供養(yǎng)，

體現(xiàn)了中國“多子多?！钡膫鹘y(tǒng)思想，而父母所在地平均收入越高，子女供養(yǎng)的概率和數(shù)量就越低。此外，所有模型中工具變量均在1%的水平上顯著異于零，且工具變量聯(lián)合檢驗的F值至少大于21.48，因此排除了弱工具變量問題，這證實了本文所選取的工具變量的穩(wěn)健性。

表4列示了IV-Oprobit模型的二階段回歸結(jié)果，8個模型的過度識別檢驗P值均大于0.1，說明我們無法拒絕工具變量是外生性的原假設(shè)，本文選取的工具變量能夠有效地排除模型的內(nèi)生性問題，從而更加準(zhǔn)確地刻畫代際經(jīng)濟支持在“養(yǎng)兒防老”與老年人身體健康和生活滿意度間的中介作用。首先，從表4 Panel A的回歸結(jié)果來看，無論是代際經(jīng)濟支持概率抑或代際經(jīng)濟支持的凈額均與自評健康在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，與自評滿意度在1%水平上正相關(guān)，這與表2描述性統(tǒng)計的結(jié)果一致：老年人健康水平將顯著影響家庭代際經(jīng)濟支持，而家庭代際經(jīng)濟支持又將影響父母的生活滿意度，即身體健康欠佳的老年人往往更加迫切地需要獲得家庭經(jīng)濟支持，同時家庭經(jīng)濟支持又將顯著地提升老年人的生活滿意度。老年人的孤獨和恐懼感是影響身體健康和生活滿意度的另一個重要因素，而子女的陪伴和照料可以有效地彌補他們的情感缺失，增長其安全感和信心，從而對其身體健康和生活滿意度產(chǎn)生積極影響。此外，從外生解釋變量和控制變量來看，老年人的健康水平還與性別、是否參與社交活動、居住地以及是否與子女同住正相關(guān)，而與日常生活自理能力負(fù)相關(guān)；老年人幸福水平則與城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險、婚姻以及是否參與社交活動正相關(guān)，而與教育水平以及生活自理能力顯著負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果表明居住在城鎮(zhèn)的居民身體狀況要顯著好于農(nóng)村居民，但其自評滿意度并無顯著差別；而有配偶的老年人幸福感更強烈，男性的身體健康顯著優(yōu)于女性；老年人有著強烈的社會融入需求，與子女融洽的關(guān)系以及社會活動的參與都能促進其身體健康和生活滿意度，但身體失能所導(dǎo)致的生活質(zhì)量下降和尊嚴(yán)的缺失成為影響其身體健康和生活滿意度的重要因素。

綜合而言，家庭代際支持與老年人的身體健康和生活滿意度呈現(xiàn)出兩類因果關(guān)系：一是代際經(jīng)濟支持的決策將會受到老年人身體健康狀況的影響，二是家庭代際支持又決定了老年人的幸福水平，因此我們認(rèn)為以“養(yǎng)兒防老”為支撐的家庭代際支持能夠有效提升老年人的身體健康和生活滿意度；此外，社會支持中的城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險能夠顯著提升老年人的生活滿意度，而新農(nóng)保和新醫(yī)保則對代際經(jīng)濟支持產(chǎn)生擠入效應(yīng)，從而間接提升了老年人身體健康和生活滿意度，這與陶裕春和申昱的結(jié)論[23]如出一轍，即“養(yǎng)兒防老”模式和“社會養(yǎng)老”模式呈現(xiàn)出協(xié)同促進效應(yīng)，提升了老年人的身體健康和生活滿意度；但不同之處在于，我們認(rèn)為家庭代際經(jīng)濟支持由老年人的健康狀況決定，健康狀況較差的老年人將會獲得更高的家庭代際經(jīng)濟支持。

其次，在表4的Panel B和Panel C中，我們還分別針對低齡老年人和高齡老年人進行了分組對比分析，結(jié)果表明盡管家庭代際經(jīng)濟支持與低齡老年人的身體健康呈顯著負(fù)相關(guān)，但卻提升了高齡老年人的健康水平，這可能是由于高齡老年人更容易被疾病所侵襲，因此更需要子女的經(jīng)濟支持和醫(yī)療服務(wù)，進而提升了其健康水平。

2.邊際效應(yīng)分析

鑒于IV-Oprobit模型一階段和二階段回歸的系數(shù)并沒有特殊的意義，我們僅能從回歸結(jié)果中得到顯著度和符號方向等有限的信息[31]，為此，本文進一步計算了IV-Oprobit回歸的一階段和二階段邊際效應(yīng)。首先，我們計算了表3欄位（1）的邊際效應(yīng)，計算方法如下：

P（y=1|x）xjx=x-（9）

其中，x代表一階段回歸中所有的解釋變量，（9）式表明當(dāng)其他解釋變量處于均值處且保持固定不變時，變量xj變動一個單位導(dǎo)致被解釋變量y的概率變動，主要變量的邊際效應(yīng)在表5中列示。如Child-number的邊際效應(yīng)為0.054，這意味著子女的數(shù)量每增加一個單位，父母得到家庭代際經(jīng)濟支持的概率將增加0.054，印證了中國傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”和“多子多?！钡募彝ソ粨Q理論；再如父母的年齡每增加一歲，子女對父母供養(yǎng)的概率將增加0.089，即父母的年齡越長，身體狀況惡化和自理能力下降的概率越大，老年人的社會支持和養(yǎng)老需求越高，進而迫使子女不得不增加經(jīng)濟供養(yǎng)，這與王萍和李樹茁[32]的結(jié)論如出一轍。

另外，我們還在表6中計算了IV-Oprobit模型二階段回歸的邊際效應(yīng)，由于二階段采用IV-Oprobit進行回歸，其邊際效應(yīng)與一階段Probit回歸的含義有著本質(zhì)的區(qū)別。此外，由于工具變量法的特殊性，我們還必須將內(nèi)生解釋變量的邊際效應(yīng)與外生解釋變量以及控制變量的邊際效應(yīng)區(qū)分開來討論。具體來講，外生解釋變量和控制變量的邊際效應(yīng)可以表示為：

P（y=i|x）xjx=x-（i=1，2，3，4，5）（10）

其中，x代表二階段回歸中除內(nèi)生解釋變量以外的所有外生解釋變量和控制變量，（10）式的含義為當(dāng)其他變量處于其均值處且保持固定不變時，xj變化一單位導(dǎo)致被解釋變量取i=1，2，3，4，5的概率的變化。

表6列示了表4中模型（1）和（3）的邊際效應(yīng)。首先，從內(nèi)生解釋變量的邊際效應(yīng)來看，當(dāng)其他所有變量處于均值處且保持不變時，代際經(jīng)濟支持的概率P（FES=1|x）每增加Δ，老年人的身體健康取“很不好”的概率P（Health=1|x）增加0.042Δ，以此類推，取“不好”的概率P（Health=2|x）增加0.076Δ，取“一般”的概率P（Health=3|x）減少0.018Δ，取“好”的概率P（Health=4|x）減少0.048Δ，取“很好”的概率P（Health=5|x）減少0.052Δ，由此可知，當(dāng)其他條件不變且處于均值狀態(tài)時，代際經(jīng)濟支持隨著老年人自評健康選擇“很不好”和“不好”的概率的上升而增加，同時隨著選擇“一般”、“好”和“很好”的概率的增加而降低；類似的，代際經(jīng)濟支持將顯著降低老年人自評滿意度選擇“一點不滿意”、“不太滿意”和“比較滿意”的概率，而顯著提升老年人選擇“非常滿意”和“極其滿意”的概率。其次，外生解釋變量和控制變量的變動也會對被解釋變量在i=1，2，3，4，5各個取值點上的變動產(chǎn)生顯著的邊際效應(yīng)，以ADL為例，當(dāng)其他所有變量處于均值處且保持不變時，ADL每增加一個單位，將使得父母自評健康為“很不好”的概率增加0.016，為“不好”的概率增加0.029，為“一般”的概率降低0.007，為“好”的概率降低0.019，為“很好”的概率降低0.020，表明老年人的日常自理能力越低，其身體健康狀況越差，老年人自評“很不好”和“不好”的概率顯著增加，而自評“一般”、“好”和“很好”的概率將顯著降低。endprint

五、結(jié)論

近年來，隨著我國人口老齡化的加速到來，社?；鹁揞~虧空問題凸顯了人們快速增長的養(yǎng)老需求與薄弱的社會保障體系之間的矛盾日益尖銳。以此為契機，本文在IV-Oprobit模型的基礎(chǔ)上，從代際經(jīng)濟支持的內(nèi)生性視角探討了非正式社會支持和正式支持體系如何對老年人的身體健康和生活滿意度產(chǎn)生影響，對這些問題的探討將為我國社會保障體系的改革和創(chuàng)新提供理論和政策支持。

實證結(jié)果表明：家庭代際經(jīng)濟支持與老年人的身體健康狀況呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與老年人的生活滿意度呈顯著正相關(guān)，這意味著父母的身體健康狀況將顯著影響家庭的代際經(jīng)濟支持水平，即身體欠佳或罹患疾病的老年人為了支付高額的醫(yī)療和生活費用，有動機向子女索要更高的經(jīng)濟供養(yǎng)，并且家庭代際經(jīng)濟支持能夠在一定程度上為老年人帶來精神上愉悅，提升其幸福感；同時，子女的日常照料能夠雙雙提升老年人的身體健康和生活滿意度水平。進一步的分析發(fā)現(xiàn)代際經(jīng)濟支持的作用在低齡和高齡老年人之間出現(xiàn)嚴(yán)重分化，鑒于高齡老年人更容易受到疾病的侵襲，子女經(jīng)濟支持的增加能夠顯著提升其健康水平，而低齡老年人所能獲取的經(jīng)濟支持與其健康狀況呈負(fù)相關(guān)。

此外，僅城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險能夠提升老年人的生活滿意度，同時IV-Oprobit一階段回歸結(jié)果表明，參加新農(nóng)保和新醫(yī)保的老年人將獲取更高的家庭經(jīng)濟供養(yǎng)，這表明新農(nóng)保和新醫(yī)保在減輕農(nóng)村老年人社會經(jīng)濟負(fù)擔(dān)的同時打消了其“諱疾忌醫(yī)”的心理障礙，釋放其潛在的社會支持、養(yǎng)老需求和醫(yī)療服務(wù)需求，促使其購買更多的醫(yī)療服務(wù)，進而間接提升其身體健康和生活滿意度。由此可見，“養(yǎng)兒防老”模式和“社會養(yǎng)老”模式呈現(xiàn)出協(xié)同促進效應(yīng)，而非替代效應(yīng)。

社會正式支持對家庭代際經(jīng)濟支持的協(xié)同和擠入效應(yīng)揭示了現(xiàn)行社會保障體系，特別是醫(yī)療保障資源配置不合理、效率低下、公平性欠佳和個人負(fù)擔(dān)過重等問題，抑制了老年人的醫(yī)療和養(yǎng)老需求，不利于老年人的身體健康和生活滿意度。當(dāng)務(wù)之急是要根據(jù)老年人的身心狀況構(gòu)建契合中國家庭和實踐特點的多層次社會養(yǎng)老保障體系，進一步發(fā)揮社會正式支持網(wǎng)絡(luò)在維護老年人身體健康和生活滿意度中的作用，緩解人們?nèi)找嬖鲩L的養(yǎng)老需求與薄弱的社保服務(wù)體系之間的矛盾，促進社保資源人人公平享有。家庭和社會也應(yīng)當(dāng)在注重老年人身體健康的同時，加強對老年人的精神慰藉和情感支持，才能真正實現(xiàn)老有所養(yǎng)、老有所依、老有所樂、老有所為。

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