照料孫輩對我國農(nóng)村中老年人心理健康的影響

肖海翔 李盼盼

湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院 湖南長沙 410006

隨著我國老齡化進(jìn)程的加快，老年人的心理健康受到廣泛關(guān)注。而目前農(nóng)村中老年人的心理健康狀況存在較大挑戰(zhàn)：2015年我國農(nóng)村45歲以上中老年人精神障礙(含自殺)致死率已位列其主要疾病死亡率第9位，平均每千名農(nóng)村中老年人中有5人死于精神障礙和自殺[注]數(shù)據(jù)根據(jù)《2016中國衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒》整理而得。。影響農(nóng)村中老年人心理健康的因素較多。本文選擇家庭內(nèi)部的視角，分析照料孫輩與農(nóng)村中老年人心理健康的關(guān)系。中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)顯示，2015年農(nóng)村中老年人照料孫輩的比例超過50%，預(yù)計(jì)隨著計(jì)劃生育政策的放開，該比例可能進(jìn)一步提升。由于近年來農(nóng)村中老年人離開居住地照料孫輩的比例逐漸增加，本文在研究設(shè)計(jì)中將農(nóng)村中老年人分為流動和非流動兩類，前者指離開居住地進(jìn)行孫輩照料的，后者指待在居住地從事孫輩照料的。

本文重點(diǎn)解決以下幾個問題：第一，照料孫輩是損害還是促進(jìn)了農(nóng)村中老年人的心理健康？這種影響在農(nóng)村流動和非流動中老年人中是否存在差異？第二，不同居住安排下，照料孫輩行為對農(nóng)村中老年人的影響是否具有差異？哪一種居住安排下的照料行為最能夠提升其心理健康？

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 照料孫輩對中老年人心理健康影響的文獻(xiàn)回顧

關(guān)于照料孫輩對祖輩心理健康影響的理論研究最早可以追溯到20世紀(jì)60年代的角色壓力理論,其主要觀點(diǎn)是照料孫輩需要祖輩花費(fèi)時間、精力和金錢，且教養(yǎng)責(zé)任還會使祖父母產(chǎn)生心理壓力，對祖輩心理健康有不利影響。[1-2]70年代出現(xiàn)了與之截然相反的角色提升理論，認(rèn)為照料孫輩有利于中老年人尋找更加積極的生活方式，且社會支持、情感交流等都有助于對抗孤獨(dú)和抑郁。[3-4]

實(shí)證研究中，國內(nèi)外學(xué)者對于心理健康的測評使用了不同的指標(biāo)，研究結(jié)論也未達(dá)成一致。一部分實(shí)證研究認(rèn)為照料孫輩對中老年人的心理健康有正向影響。Kivnick使用美國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，照料孫輩在生活滿意度方面對祖父母有一個補(bǔ)償作用，能給照料者本人帶來愉悅，祖父母角色有助于他們感受到自身價值，提高生活滿意度。[5]Grundy等對智利的實(shí)證分析結(jié)果表明，提供孫輩照料的祖輩有更低的患抑郁癥的風(fēng)險(xiǎn)。[6]國內(nèi)相關(guān)研究中，Tsai、Ku等對臺灣地區(qū)的研究結(jié)果表明，與不照料孫輩的老人相比，提供孫輩照料的老人出現(xiàn)抑郁癥的狀況較少，心理健康更好。[7-9]Cong、黃國桂等研究顯示提供孫輩照料比不提供孫輩照料更能預(yù)防中老年人的抑郁和孤獨(dú)。[10-12]黃國桂、靳小怡等還指出照料孫輩強(qiáng)度較高的中老年人心理健康為好的概率更大。[12-13]

另一些實(shí)證研究結(jié)論顯示照料孫輩對中老年人的心理健康狀況沒有影響。Hughes等發(fā)現(xiàn)沒有任何證據(jù)表明照顧孫輩對祖父母的心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響，對健康的不利因素是由祖父母的先前特征引起的，而不是提供照料的結(jié)果。[14]Leder等發(fā)現(xiàn)在社會支持和情感支持作用下，照料孫輩與祖父母心理健康之間的關(guān)聯(lián)度不明顯。[15]Chen和Liu研究也認(rèn)為照料孫輩對祖輩心理健康的影響取決于照料的形式和水平，并受個體特征的影響。[16]

還有一部分實(shí)證研究結(jié)果顯示照料孫輩對中老年人的心理健康狀況有負(fù)面影響。Burnette對拉丁裔祖父母撫養(yǎng)孫輩的研究顯示，照料孫輩的祖父母有抑郁癥的比例是全國祖父母平均數(shù)的兩倍。[17]Minkler、Rawlins、Doley等的研究也均表明照料孫輩可能會限制中老年人的生活范圍，其日常活動圍繞著家庭，容易產(chǎn)生厭煩感，且照料孫輩的責(zé)任還會給祖父母帶來精神壓力，不利于其心理健康。[18-20]國內(nèi)研究中，肖雅勤發(fā)現(xiàn)照料孫輩的老年人比不照料孫輩的老年人得抑郁的概率更高。[21]

1.2 居住安排對中老年人心理健康影響的文獻(xiàn)回顧

現(xiàn)有文獻(xiàn)顯示，不同的居住安排對中老年人心理健康的影響存在差異。張河川、靳永愛等研究均表明獨(dú)居老年人的抑郁傾向得分最高。[22-23]任強(qiáng)等發(fā)現(xiàn)與配偶居住的老年人的幸福感最強(qiáng)。[24]Silverstein等認(rèn)為和孫輩隔代居住給中國農(nóng)村老年人帶來了更多的情感凝聚力，從而使其心理健康狀況更好。[25]而程昭雯等卻發(fā)現(xiàn)雖然孫子女是祖父母的重要情感支持，但是隔代居住的祖父母有更高的抑郁風(fēng)險(xiǎn)。[26]三代同堂居住對中老年人心理健康影響的研究中，大部分研究均表明多代同堂居住方式能有效緩解老年人的抑郁傾向,提高老年人的生活滿意度和幸福感。[24,27]

1.3 文獻(xiàn)述評

目前，尚無文獻(xiàn)將照料孫輩與居住安排變量結(jié)合起來研究不同居住安排下的照料行為對農(nóng)村流動和非流動中老年人心理健康影響的差異，且已有研究是從抑郁或者生活滿意度單一層面衡量心理健康；其次，在為數(shù)不多的國內(nèi)研究中，學(xué)者們多使用截面數(shù)據(jù)，而截面數(shù)據(jù)難以控制個體間的異質(zhì)性；此外，國內(nèi)現(xiàn)有研究雖然提到了照料孫輩與祖輩心理健康之間的內(nèi)生性問題，但都沒有解決。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文嘗試在以下三個方面作出邊際貢獻(xiàn)。第一，本文將居住安排與照料孫輩變量相結(jié)合，設(shè)計(jì)了基于居住安排的照料孫輩的變量，并將抑郁和生活滿意度兩個指標(biāo)納入同一個分析框架衡量心理健康。第二，不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中關(guān)注農(nóng)村留守老人的心理健康，本文著重關(guān)注了農(nóng)村流動中老年人的心理健康問題。第三，本文使用了面板數(shù)據(jù)體現(xiàn)個體異質(zhì)性，并利用工具變量法解決了照料孫輩與農(nóng)村中老年人心理健康之間的內(nèi)生性問題。

2 資料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用2011、2013、2015中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)三年的數(shù)據(jù)。CHARLS全國基線調(diào)查于2011年開展，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人，這些樣本每兩年追蹤一次。根據(jù)本文的研究目的對相關(guān)變量進(jìn)行篩選處理后，最后納入11 491個觀察對象。

2.2 模型設(shè)定與變量說明

本文第一個研究目的是分析照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康的影響，分別用面板Probit(模型1)和OLS(模型2)進(jìn)行回歸分析，如果二者回歸結(jié)果基本一致，本文即認(rèn)為OLS模型的回歸結(jié)果是合理的；考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，本文基于OLS回歸結(jié)果使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行解決。第二個研究目的是探討不同居住安排下的照料孫輩行為對農(nóng)村中老年人心理健康的影響，此部分運(yùn)用面板Probit的隨機(jī)效應(yīng)模型(模型3)進(jìn)行估計(jì)。具體模型設(shè)定如下：

(模型1)

(模型2)

(模型3)

其中，G(.)表示Probit回歸，預(yù)測范圍在(0,1)之間；Health為心理健康的二元變量，分別用抑郁狀況和生活滿意度衡量；模型1和2中的Care為解釋變量一“是否照料孫輩”；模型3中的Care_live為解釋變量二“基于居住安排的照料孫輩”；X為n個控制變量；β、θ均為系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文的被解釋變量是：(1)抑郁狀況。CHARLS問卷中對應(yīng)10個問題，針對“感到煩惱、很難集中注意力、情緒低落、做事費(fèi)勁、感到害怕、孤獨(dú)、睡眠不好、無法繼續(xù)生活”八個問題，回答“很少或者根本沒有”的評分為0，“不太多”的評分為1，“有時或者說有一半的時間”的評分為2，“大多數(shù)的時間”的評分為3；針對“感到愉快、對未來充滿希望”兩個問題，回答“很少或者根本沒有”的評分為3，“不太多”的評分為2，“有時或者說有一半的時間”的評分為1，“大多數(shù)的時間”的評分為0，最后對各項(xiàng)評分進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，得分在0～30分之間?？偡执笥?0分的記為“有抑郁”，變量賦值為0；總分小于等于20分的記為“沒有抑郁”，變量賦值為1。[28](2)生活滿意度。通過詢問受訪者“您對自己的生活是否感到滿意？”，對于回答“不太滿意”、“一點(diǎn)也不滿意”的賦值為0，記為“差”；回答“極其滿意”、“非常滿意”、“比較滿意”的賦值為1，記為“好”。

解釋變量有兩個：(1)解釋變量一為“是否照料孫輩”(模型1和2)。通過問卷中詢問受訪者“過去一年，您或您配偶是否花時間照看了您的孫子女或重孫子女？”，回答“無”的賦值為0，記為“沒有提供照料”，回答“是”的賦值為1，記為“提供了照料”。

(2)解釋變量二為“基于居住安排的照料孫輩”(模型3)。變量定義為：“不和孫輩、子女居住且照料孫輩”的賦值為0；“隔代居住且照料孫輩”的賦值為1；“三代同堂居住且照料孫輩”的賦值為2。

控制變量：本文從中國的文化和家庭背景出發(fā)，將個體層面的年齡、性別、婚姻、教育四個變量[注]年齡：剔除45歲以下年齡的樣本。性別：男性賦值為0，女性賦值為1?；橐觯罕疚陌选耙鸦榕c配偶一同居住”、“已婚，但因?yàn)楣ぷ鞯仍驎簳r沒有跟配偶在一起居住”、“同居”記為“已婚”，賦值為0，把“分居(不再作為配偶共同生活)”、“離異”、“喪偶”、“從未結(jié)婚”記為“獨(dú)居/離異/喪偶/單身”，賦值為1。教育水平分為四類：文盲賦值為0，小學(xué)及以下賦值1，中學(xué)賦值為2，大學(xué)及以上賦值為3。和社會特征層面的居住安排、經(jīng)濟(jì)狀況、代際情感支持、代際經(jīng)濟(jì)支持、社會資本五個變量納入控制變量進(jìn)行模型估計(jì)。[注]經(jīng)濟(jì)狀況：本文用家庭人均年支出水平來衡量，小于5 910元的記為“低水平”，賦值為0；大于等于5 910，且小于等于12 081元的記為“中等水平”，賦值為1；大于12 081元的記為“高水平”，賦值為2。家庭居住安排分為三類：“不和兒女、孫輩住在一起”賦值為0，“只和孫輩住在一起”賦值為1，“和兒女、孫輩一起居住”賦值為2。代際經(jīng)濟(jì)支持：通過問卷“過去一年，您或您的配偶從您的沒住在一起的孩子那里收到過任何經(jīng)濟(jì)支持嗎”，回答“否”的記為0，“是”的記為1。代際情感支持：通過問卷“您多長時間見到孩子”，回答“幾乎從來沒有”“每年一次”的記為“很少聯(lián)系”，賦值為0；回答“半年一次”“每三個月一次”“每月一次”的記為“偶爾聯(lián)系”，賦值為1；回答“每半個月一次”“每周一次”“每周2～3 次”“差不多每天”的記為“經(jīng)常聯(lián)系”，賦值為2。社會資本：CHARLS問卷的個人社會資本指標(biāo)主要通過詢問“您過去一個月內(nèi)是否進(jìn)行了下列活動”來獲得，共有十個選項(xiàng)，由于“炒股”與個人社會資本關(guān)聯(lián)不大，所以選取9個測量社會資本的指標(biāo)，參加過記為1，否則記為0，最后將9個指標(biāo)加總，每個加總指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后作為社會資本的指數(shù)進(jìn)行分析。其中，居住安排變量只作為模型1和2的控制變量。

3 結(jié)果

3.1 基本情況

農(nóng)村中老年人有抑郁和生活滿意度差的比例分別為5.63%、13.31%，農(nóng)村非流動中老年人有抑郁和生活滿意度差的比例比農(nóng)村流動中老年人分別高2.05%、1.67%。照料孫輩的農(nóng)村中老年人比例為49.16%，農(nóng)村流動中老年人照料孫輩的比例已有53.58%，高出農(nóng)村非流動中老年人5.52%?；诰幼“才诺恼樟蠈O輩變量的樣本分布中，不和孫輩、子女居住且照料孫輩的農(nóng)村中老年人占比超過50%，隔代居住且照料孫輩占比為33.66%，三代同堂居住且照料孫輩的占比最小，僅占16.29%?？刂谱兞恐校r(nóng)村中老年人受教育水平普遍較低，小學(xué)及以下文化程度占比超過70%；經(jīng)濟(jì)水平較低和得到子女代際經(jīng)濟(jì)支持的農(nóng)村中老年人比例均超過50%；大部分農(nóng)村中老年人與子女保持偶爾聯(lián)系，沒有聯(lián)系的占比最小。居住安排變量中以不和孫輩、子女居住的方式為主，隔代居住的次之，三代同堂居住的占比最小(表1)。

表1 變量統(tǒng)計(jì)描述/%

(續(xù))

注：表中數(shù)據(jù)除年齡、社會資本變量統(tǒng)計(jì)描述為均值外，其余變量均為百分比。

3.2 照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的實(shí)證分析

3.2.1 照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的模型估計(jì)

對比表2和表3中Probit和OLS回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩種模型的回歸結(jié)果基本保持一致。在Probit回歸中，與各自的參照組(不提供孫輩照料者)相比，提供孫輩照料的農(nóng)村中老年人、農(nóng)村流動中老年人和農(nóng)村非流動中老年人生活滿意度為好的概率分別高1.9%、3.7%、1.4%；在OLS回歸中，與各自的參照組(不提供孫輩照料者)相比，照料孫輩對農(nóng)村中老年人、農(nóng)村流動中老年人和農(nóng)村非流動中老年人的生活滿意度均有顯著正向影響。Probit和OLS回歸結(jié)果均顯示照料孫輩行為對農(nóng)村中老年人、農(nóng)村流動和非流動中老年人抑郁狀況的影響均不顯著。

表2 照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的Probit回歸結(jié)果(模型1)

注：(1)*P< 0.10,**P< 0.05,***P< 0.01；(2)表中估計(jì)系數(shù)已調(diào)整為相應(yīng)變量的邊際影響；(3)括號中為標(biāo)準(zhǔn)差；(4)文中模型都通過了似然比卡方檢驗(yàn)，模型擬合度較好；(5)表4、表5、表6同。

表3 照料孫輩對中老年人心理健康影響的OLS回歸結(jié)果(模型2)[注] 農(nóng)村流動樣本下，關(guān)于抑郁狀況的一階段回歸中，F(xiàn)值接近10，可能由于樣本量較少的原因，本文也認(rèn)為通過了弱工具變量檢驗(yàn)。

注：(1)*P< 0.10,**P< 0.05,***P< 0.01；(2)表中為系數(shù)；(3)括號中為標(biāo)準(zhǔn)差。

3.2.2 內(nèi)生性問題

考慮到照料孫輩和農(nóng)村中老年人的心理健康可能存在雙向因果關(guān)系，即心理健康很差的農(nóng)村中老年人不太可能提供孫輩照料，本文使用2SLS解決內(nèi)生性問題。已有文獻(xiàn)中，Arpino and Bordone將受訪者至少有一個孫子女作為老人提供照料的工具變量。[29]本文選取“是否有0～16歲孫子女”作為農(nóng)村中老年人是否提供孫輩照料的工具變量。

有效的工具變量應(yīng)滿足兩個條件：第一，相關(guān)性，即必須和內(nèi)生變量相關(guān)；第二，外生性，即必須和誤差項(xiàng)不相關(guān)。具體到本文，如果家庭中有0～16歲的孫輩，農(nóng)村老年人更有可能提供照料，滿足內(nèi)生性條件；但農(nóng)村中老年人的心理健康狀況不會影響其是否有0～16歲的孫子女，滿足外生性條件。表4顯示了2SLS的估計(jì)結(jié)果。從弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果來看，一階段回歸中F值大于10①，說明本文選取的工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，通過了弱工具變量檢驗(yàn)。

從二階段對抑郁變量的回歸結(jié)果來看，照料孫輩對農(nóng)村三個樣本的中老年人抑郁癥狀頻率的影響為正，與本文OLS回歸結(jié)果相反。該結(jié)論與Cong、宋璐等學(xué)者使用安徽省抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)得出照料孫輩可以減少農(nóng)村老年人抑郁的結(jié)論相反[10-11],與肖雅勤使用CHARLS數(shù)據(jù)研究結(jié)果類似[21]，但上述文獻(xiàn)使用的都是截面數(shù)據(jù)，未控制內(nèi)生性，本文使用面板數(shù)據(jù)體現(xiàn)個體異質(zhì)性，有助于解決遺漏變量問題，提高了估計(jì)的精確度。

從二階段對生活滿意度變量的回歸結(jié)果來看，照料孫輩對農(nóng)村流動中老年人生活滿意度的影響為負(fù)，對農(nóng)村中老年人和非流動中老年人生活滿意度的影響仍然為正，但結(jié)果不再顯著。這與OLS回歸結(jié)果中照料孫輩對農(nóng)村三個樣本的中老年人生活滿意度均有顯著正向影響的結(jié)論存在差異?？梢?，若不考慮內(nèi)生性問題，照料孫輩對農(nóng)村中老年人生活滿意度影響的顯著性被高估，對于其對農(nóng)村流動中老年人生活滿意度的影響方向存在錯估。

表4 工具變量法下照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的回歸結(jié)果

注：(1)*P<0.10,**P<0.05,***P<0.01分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；(2)表中為系數(shù)，括號中為標(biāo)準(zhǔn)差。

3.3 基于居住安排的照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的實(shí)證分析

3.3.1 基于居住安排的照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的模型估計(jì)

為了驗(yàn)證照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康的影響是否存在居住安排差異，本文加入照料孫輩與居住安排的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)照料孫輩對農(nóng)村中老年人的心理健康有著正向影響，而交互項(xiàng)卻對其有負(fù)向影響，尤其是照料孫輩對農(nóng)村中老年人生活滿意度的正向影響基本都顯著，但是交互項(xiàng)對其生活滿意度的負(fù)向影響也非常顯著。這說明照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康的影響存在居住安排差異[注]鑒于篇幅限制，在此省略交互項(xiàng)回歸結(jié)果，若有需要，請與作者聯(lián)系。。

接下來，本文將解釋變量二(“基于居住安排的照料孫輩”)引入到模型3進(jìn)行估計(jì)，其參照組為“不和孫輩、子女居住且照料孫輩”。

從農(nóng)村中老年人總樣本來看，隔代居住和三代同堂居住下照料孫輩對農(nóng)村中老年人生活滿意度為好有負(fù)影響。與參照組(不和孫輩、子女居住且照料孫輩的農(nóng)村中老年人)相比，隔代居住和三代同堂居住下照料孫輩的農(nóng)村中老年人生活滿意度為好的概率分別低2.3%和2.2%。隔代居住和三代同堂居住對農(nóng)村中老年人抑郁的影響方向相反，但均不顯著。

從農(nóng)村流動中老年人樣本來看，與參照組(不和孫輩、子女居住且照料孫輩的農(nóng)村流動中老年人)相比，隔代居住且照料孫輩的農(nóng)村流動中老年人生活滿意度為好的概率低1.7%；三代同堂居住對農(nóng)村流動中老年人生活滿意度為好的負(fù)向影響卻不顯著。隔代居住和三代同堂居住對農(nóng)村流動中老年人沒有抑郁的影響為正，卻均不顯著。

從農(nóng)村非流動中老年人樣本來看，與參照組(不和孫輩、子女居住且照料孫輩的農(nóng)村非流動中老年人)相比，隔代居住和三代同堂居住下照料孫輩的農(nóng)村非流動中老年人生活滿意度為好的概率分別低2.6%和3.0%。而隔代居住下照料孫輩的農(nóng)村非流動中老年人沒有抑郁的概率要高0.4%，三代同堂居住下農(nóng)村非流動中老年人有抑郁的概率最高。

控制變量中的代際情感支持和代際經(jīng)濟(jì)支持的回歸結(jié)果顯示出了比較有趣的結(jié)論：代際經(jīng)濟(jì)支持對農(nóng)村中老年人心理健康的影響不顯著，代際情感支持比代際經(jīng)濟(jì)支持更有利于農(nóng)村中老年人的心理健康，農(nóng)村中老年人得到的代際情感支持頻率越高，心理健康為好的概率越高。與沒有得到代際情感支持的農(nóng)村中老年人相比，與子女保持經(jīng)常聯(lián)系的農(nóng)村中老年人沒有抑郁的概率要高2.8%，生活滿意度為好的概率要高3.2%(表5)。

表5 不同的居住安排下照料孫輩對農(nóng)村中老年人心理健康影響的Probit回歸結(jié)果(模型3)

3.3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，分樣本回歸檢驗(yàn)。首先，分性別樣本回歸。由于我國傳統(tǒng)“男主外，女主內(nèi)”的思想，男性和女性對待照料孫輩的行為和居住模式可能有不同的態(tài)度，本部分考慮樣本的性別差異，分性別樣本回歸以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。其次，分年齡樣本回歸。隨著年齡的增長，中老年人對于不同居住模式的態(tài)度可能會發(fā)生改變，因此，本文進(jìn)一步進(jìn)行了分年齡段回歸。結(jié)果顯示，隔代居住和三代同堂居住照料孫輩對各分樣本下中老年人心理健康影響的方向與顯著性和前文基本保持一致，只在概率值的大小上存在區(qū)別，說明本文的研究結(jié)論有較好的穩(wěn)健性。

第二，更換變量檢驗(yàn)。Cong認(rèn)為祖輩與孫輩同住或不同住會影響照料孫輩的強(qiáng)度[12]，而照料強(qiáng)度的不同對祖輩心理健康的影響有差異[14-15]。 為了證實(shí)是不同的居住安排下照料孫輩而不是照料強(qiáng)度對中老年人心理健康有顯著影響，本文以“照料強(qiáng)度”為解釋變量[注]本文把平均每周照料時間“大于0且低于15個小時”定義為“低強(qiáng)度照料”，賦值為0；“大于等于15個小時”定義為“高強(qiáng)度照料”，賦值為1。進(jìn)行回歸驗(yàn)證，與低強(qiáng)度照料相比，高強(qiáng)度照料對中老年人心理健康的影響并不顯著?？梢?，是不同的居住安排而不是照料強(qiáng)度對中老年人的心理健康有顯著影響。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

照料孫輩既是農(nóng)村中老年人主動參與家庭活動的一種方式，也是現(xiàn)代家庭中父母照料缺位下，祖輩被迫承擔(dān)“代理父母角色”的一種行為。本文利用CHARLS面板數(shù)據(jù)分析了照料孫輩以及基于居住安排的照料孫輩行為對農(nóng)村中老年人、農(nóng)村流動中老年人、農(nóng)村非流動中老年人心理健康的影響，具體結(jié)論如下：

(1)控制內(nèi)生性問題后發(fā)現(xiàn)照料孫輩對農(nóng)村中老年人抑郁癥狀頻率有正向影響，對農(nóng)村流動中老年人的生活滿意度有負(fù)向影響，但對農(nóng)村非流動中老年人的生活滿意度有正向影響，結(jié)果均不顯著。具體分析如下：首先，對于照料孫輩的農(nóng)村中老年人來說，“代理父母角色”要求其付出時間、金錢、精力，同時又相對缺乏經(jīng)濟(jì)來源，祖輩角色、父母角色、農(nóng)業(yè)勞動者角色等多重身份會擠壓社交角色，加重其生活和心理壓力。其次，農(nóng)村流動中老年人從原來熟悉的生活環(huán)境流動到子女生活地，失去了從前的社會資本支持，高概率需要遷就子女的需求，從而降低對生活的滿意度。

(2)不同居住安排下的照料孫輩行為對農(nóng)村中老年人的生活滿意度的影響存在差異。第一，總體來看，不和孫輩、子女居住且照料孫輩的農(nóng)村中老年人生活滿意度為好的概率最高。這可能是因?yàn)槠湓谡樟蠈O輩，收獲“含飴弄孫”樂趣的同時，又有自己的生活空間，能相對保持原有的生活習(xí)慣。第二，分樣本來看，三代同堂下照料孫輩的農(nóng)村非流動中老年人生活滿意度為好的概率最低，這可能是因?yàn)?，其和子女、孫輩共同生活，可能由于經(jīng)歷、受教育水平、生活習(xí)慣及教育理念等方面的不同，易與子女產(chǎn)生沖突，激化家庭矛盾。第三，分樣本來看，隔代居住下照料孫輩的農(nóng)村流動中老年人生活滿意度為好的概率最低。這可能是因?yàn)楹蛯O輩隔代居住下，農(nóng)村流動中老年人一方面要適應(yīng)新環(huán)境，另一方面由于子女不在身邊，其需要單獨(dú)照料孫輩，雙重壓力對他們的生活滿意度會產(chǎn)生負(fù)面影響。

(3)代際情感支持比代際經(jīng)濟(jì)支持更有利于農(nóng)村中老年人的心理健康，農(nóng)村中老年人得到的代際情感支持頻率越高，心理健康為好的概率越高。

4.2 建議

第一，由于照料孫輩對農(nóng)村中老年人抑郁癥狀頻率有正向影響，對農(nóng)村流動中老年人生活滿意度有負(fù)向影響，因此政府可以從以下幾個方面著手提升農(nóng)村中老年人的心理健康。首先，政府可以支持興辦農(nóng)村嬰幼兒托管服務(wù)機(jī)構(gòu)，并在規(guī)范托管市場、提高服務(wù)人員素質(zhì)、加強(qiáng)監(jiān)管等方面提供保障，減輕農(nóng)村中老年人的照料負(fù)擔(dān)；其次，政府應(yīng)加大農(nóng)村基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，引導(dǎo)專業(yè)心理醫(yī)師和志愿者為農(nóng)村中老年人提供心理健康服務(wù)；再者，政府應(yīng)針對農(nóng)村流動中老年人的社會支持需求，為其組織相應(yīng)的文體活動，提供社交場所與健身?xiàng)l件。

第二，傳統(tǒng)的三代同堂情況下照料孫輩并不利于農(nóng)村中老年人心理健康水平的提升，條件許可的情況下，可以鼓勵和支持照料孫輩的農(nóng)村中老年人與子女保持“一碗湯的居住距離”，即不同戶但保持合理距離就近居住。

第三，代際情感支持比代際經(jīng)濟(jì)支持對農(nóng)村中老年人心理健康的正向影響更強(qiáng)，因此政府可以倡導(dǎo)子女經(jīng)常與父母保持聯(lián)系，關(guān)注對父母的精神慰藉。

作者聲明本文無實(shí)際或潛在的利益沖突。