子女支持能夠提升農(nóng)村老年人生活滿意度嗎？

殷 俊，游 姣

(武漢大學(xué) 社會保障研究中心，湖北 武漢 430072)

人口老齡化是社會發(fā)展的必然趨勢，中國作為老齡人口數(shù)量多、老齡化程度日益上升的發(fā)展中大國，老年人的養(yǎng)老問題成為其新時期發(fā)展的重要挑戰(zhàn)之一。同時家庭養(yǎng)老功能的逐漸弱化，尤其是在人口老齡化問題更為嚴峻的農(nóng)村地區(qū)，家庭規(guī)模的縮減、大量年輕勞動力外出務(wù)工，和相對低水平的社會保障服務(wù)供給，都使得老年群體“安享晚年”的預(yù)期受到嚴重沖擊。據(jù)《2019中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》顯示，截至2018年底我國農(nóng)村老年人自殺率仍處于較高水平且呈現(xiàn)年齡與自殺率正相關(guān)的特征。女性高齡老年人(85歲及以上)的自殺率為39.08/10萬，而男性則高達67.62/10萬，農(nóng)村老年人心理健康狀態(tài)堪憂。老年人生活滿意度不僅涉及農(nóng)村養(yǎng)老與農(nóng)村發(fā)展問題，更對社會的健康與和諧發(fā)展意義重大。如何提升農(nóng)村老年人的生活滿意度日益成為社會各界研究的熱門話題。在我國家庭養(yǎng)老是最主要的養(yǎng)老模式，子女支持是保障老年人養(yǎng)老服務(wù)和生活質(zhì)量的重要因素，與老年人生活滿意度密切相關(guān)。分析子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響，對探究適合農(nóng)村老年人的家庭支持體系和完善我國農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)體系從而保障老年人幸福生活具有重要的理論和實踐意義。關(guān)于子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響不少學(xué)者已有研究，然而現(xiàn)有文獻更多的是關(guān)注子女經(jīng)濟支持或生活照護等單項支持行為對老年人生活滿意度的影響，且研究結(jié)論存在異議。子女支持真的能有效提升農(nóng)村老年人的生活滿意度嗎？如果能，子女支持對生活滿意度的積極作用在不同年齡、性別的老年群體中是否存在差異？實際情況中有的老年人獲得子女單項支持，有的則同時獲得經(jīng)濟和生活方面的照護，那么不同子女支持對老年人生活滿意度的作用是否存在此消彼長的關(guān)系呢？

一、文獻回顧

生活滿意度作為評估生活質(zhì)量的重要指標之一，較好反映了老年人的物質(zhì)和精神狀態(tài)，是對原來期望水平和達到目標之間的差異的判斷或認知體驗[1]。已有關(guān)于農(nóng)村老年人生活滿意度的研究更多地集中在滿意度現(xiàn)狀及其影響因素兩個方面。關(guān)于影響因素，已有研究主要從年齡、性別、受教育程度等個體層面，婚姻關(guān)系、家庭收入、代際支持等家庭層面，鄰里關(guān)系等反映社會資本的社會關(guān)系層面，以及政策制度、自然和人文環(huán)境變化等宏觀層面去考察[2-4]。經(jīng)濟和健康狀況是影響老年人生活滿意度的主要因素[5]。

子女是農(nóng)村老年人主要經(jīng)濟來源和生活照料者。在人口老齡化程度不斷加深和家庭贍養(yǎng)功能弱化的沖突背景下，家庭層面中的代際關(guān)系尤其是子女的代際支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響得到廣泛關(guān)注。由于概念和研究范圍的界定有所不同，子女支持的內(nèi)容通常和非正式照料及社會支持等相關(guān)。在具體的經(jīng)濟供養(yǎng)上農(nóng)村老年人比城市老年人更加依賴子女。但是，由于相對貧困、正式照料服務(wù)不足和子女外出務(wù)工等原因，農(nóng)村子女支持行為減少，老年人養(yǎng)老由子女支持這種非正式照料形式向自我照料發(fā)展，自我照料的老年人比重從2000年到2010年間增長了18.7%[6]。子女代際支持的減少并不意味著其重要性的降低。貝克爾通過建立家庭生產(chǎn)和消費函數(shù)來分析家庭分工和家庭生育決策，認為從經(jīng)濟學(xué)的角度子女可以被認為是一種家庭內(nèi)部的耐用消費品，被生產(chǎn)出來后可以滿足父母的物質(zhì)或精神需求[7]。任何事物都有其自身的價值、并且人和人之間的交往都可以看成一種交換形式[8]。家庭代際支持則是社會交換理論在家庭中的應(yīng)用，家庭資源在不同成員之間流動，從而實現(xiàn)各個成員自身效益的最大化。在我國這種代際交換或是家庭照料很大程度受到傳統(tǒng)儒家文化和孝道的影響，一般是父輩養(yǎng)育子女，為其進行相應(yīng)投資，子輩長大后回報父母。這種反饋關(guān)系費孝通從“反饋論”[9]進行了詳細的闡述，文化成為影響家庭代際支持功能和形式的重要力量[10]。

關(guān)于子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響，研究結(jié)論存在差異。主流觀點認為子女支持如經(jīng)濟支持和家務(wù)幫助可以顯著提高其生活滿意度[11-12]。代際支持使老年人具有更好的心理健康，降低他們的抑郁程度[13]。也有部分研究得出相左的結(jié)論，如有學(xué)者利用社會支持量表分析發(fā)現(xiàn)來自家庭成員的支持對老年人生活滿意度無顯著性影響[14]。以生活滿意度指標研究生活質(zhì)量時，有研究運用廣義結(jié)構(gòu)方程模型實證發(fā)現(xiàn)子女照料會降低農(nóng)村殘疾老年人的生活質(zhì)量[15]。子女的態(tài)度同樣影響代際支持的效果，有研究表明當老年人在接受子女提供的非正式支持時，如果感到?jīng)]有被尊重，其患抑郁癥的風險會提高，并且女性老年人在意愿沒有被了解時患抑郁癥的風險比其他同齡人高[16]，老年人希望自己得到尊重和自我意愿被照料者認可。在具體分析子女支持的作用過程時，相關(guān)研究得出了子女提供經(jīng)濟支持會使子女生活照護的可能性提高5.36%[17]，或子女經(jīng)濟支持對其提供的精神慰藉具有一定的替代作用[18]等結(jié)論。

子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響已是新時代農(nóng)村發(fā)展問題的研究重點和熱點。然而通過上述文獻回顧可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究仍存在以下不足：(1)由于研究數(shù)據(jù)和研究方法的不同，研究結(jié)論往往存在差異。這突出表現(xiàn)在相關(guān)研究沒有對研究結(jié)果做進一步的穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗。(2)大多數(shù)研究只注重檢驗單一的子女支持形式是否對農(nóng)村老年人生活滿意度存在影響，較少在同一個研究中分析不同子女支持形式的交互是否對農(nóng)村老年人生活滿意度產(chǎn)生作用。(3)雖然部分研究進行了變量影響的異質(zhì)性討論，但實證分析僅止步于簡單的分組回歸?；诖?，本文結(jié)合中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)實證分析子女經(jīng)濟支持和生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響，同時對分析結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理，在此基礎(chǔ)上分析兩種子女支持形式之間的交互作用，檢驗子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的異質(zhì)性影響。

二、研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

本文研究基于2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)。CFPS由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施，是一項全國性的、大規(guī)模的和多學(xué)科的社會跟蹤調(diào)查項目，具有較高的數(shù)據(jù)質(zhì)量和研究價值。一方面，該項目覆蓋25 個省/市/自治區(qū)，樣本量大，由內(nèi)隱分層方法抽取的多階段等概率樣本構(gòu)成。2016年追蹤調(diào)查以2010、2012和2014年三輪調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，最終個人層面有效樣本量為45 319。另一方面，CFPS從社區(qū)、家庭和個人三個層面展開，調(diào)查內(nèi)容廣泛，與本文研究十分契合。結(jié)合研究目的本文對數(shù)據(jù)進行相關(guān)篩選。第一，保留了農(nóng)村戶口樣本和剔除了年齡在60歲以下的樣本。第二，本文研究子女支持對老年人生活滿意度的影響，因此剔除了無子女、子女已去世等樣本。第三，為盡量避免因為樣本缺失而產(chǎn)生的分析誤差，剔除參與分析變量尤其是被解釋變量和解釋變量的缺失值樣本，以及一些拒絕回答等樣本。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，本文研究共包含5 476個樣本量，其中男性2 650人，女性人數(shù)為2 826，比重分別為48.39%和51.61%。

2.變量選取及描述

(1)被解釋變量。作為一個綜合性的概念，生活滿意度反映了個體對收入、身心健康和生活條件等多方面的態(tài)度。本文被解釋變量采用問卷中“對自己生活滿意度”的打分題為操作化變量。該題取值為0～5分，表示從非常不滿意到非常滿意的遞增程度，研究中打分4分及以上賦值為1，表示較高的生活滿意度，4分以下賦值為0，表示較低的生活滿意度。

(2)解釋變量。本文解釋變量為子女支持。一般子女向老人輸出的支持包括經(jīng)濟支持、生活照護和情感支持。但是情感支持是一個不易測度的指標，這體現(xiàn)在研究中有以與父母親近程度、有困難是否和子女傾訴或是和父母見面或郵件聯(lián)系頻率等來表示[19-20]，研究結(jié)果也不一而論。子女對老年人提供的經(jīng)濟支持或是生活照護實際上已經(jīng)側(cè)面反映了子女與父母之間的情感關(guān)系。因此為避免變量選取不當引起的結(jié)果誤差，本文以子女向老年人提供經(jīng)濟支持和提供生活照護兩類行為反映子女對老年人的支持情況。

(3)主要控制變量。除上述主要解釋變量，也存在其他變量影響老年人的生活滿意度。結(jié)合已有研究，本文分析中納入老年人個體、家庭、生活方式和社會關(guān)系等主要控制變量，具體包括年齡、性別、婚姻、學(xué)歷、子女數(shù)量、自評健康、慢性病、家庭收入水平、養(yǎng)老金、喝酒、鍛煉，工作狀態(tài)和鄰里關(guān)系。

具體變量的說明和統(tǒng)計如下表1所示。被解釋變量的均值為0.643 7，說明大部分農(nóng)村老年人生活滿意度較高，但仍有一部分老年人的生活滿意度亟待提升。在解釋變量方面，接近60%的子女會向老年人提供經(jīng)濟支持，但向老年人給予生活照護的子女比例不足50%。在控制變量方面，年齡的均值為67.757 1，表明樣本老年人以低齡老年人為主。同時，樣本變量還呈現(xiàn)以下幾方面的特征：男女數(shù)量分布比較均衡；約80%的老年人處于有配偶狀態(tài)，大多數(shù)老人還是“多子女”狀態(tài)，家庭規(guī)模相對較大；老年人受教育程度普遍較低；老年人自評健康和慢性病的均值為0.685 4和0.710 6，表明整體健康水平較高；在收入方面，雖然老年人家庭整體收入水平較低，但約70%的老年人有養(yǎng)老金收入；在生活和社會交往方面，老年人鄰里關(guān)系較好，超過一半的老年人處于工作狀態(tài)，生活習慣呈現(xiàn)喝酒少，但鍛煉少的特點。

3.模型構(gòu)建

由于本文所研究的被解釋變量為二分類變量，因此在具體的分析中采用Probit回歸模型。二元Probit模型中，被解釋變量Y取值為1或者0，表示事件發(fā)生的概率，即

具體模型表達式為：

H=β0+β1support+controls+ε

(1)

H=β0+β1supportfinance+β2supportcare+β3(finance×care)+controls+ε

(2)

H=β0+β1support+β2D+β3D(support+controlsothers)+controlsothers+ε

(3)

式(1)中，H為老人生活滿意度，support為單項子女支持，即子女經(jīng)濟支持或生活照護，β1為相關(guān)系數(shù)。controls為控制變量，包括老年人個體特征、家庭因素、生活方式和社會交往四方面。此外，β0為常數(shù)項，ε為誤差項。式(2)研究子女支持中經(jīng)濟支持和生活照護的交互項對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響，β3為交互項的系數(shù)。式(3)用于檢驗子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的異質(zhì)性影響，其中D為檢驗的異質(zhì)性虛擬變量，如性別特征，若某個老年人為男性，則D=1，否則D=0。模型中除基本回歸變量外，增加了D和主要解釋變量以及其他所有控制變量的交互項。

三、實證結(jié)果及分析

1.農(nóng)村子女支持對老年人生活滿意度的影響

(1)子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的回歸分析。表2中模型1及模型2分別反映了子女經(jīng)濟支持和生活照護對老年人生活滿意度影響的回歸系數(shù)及估計結(jié)果，結(jié)果表明子女經(jīng)濟支持和生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度具有顯著性的正向效應(yīng)。從控制變量的回歸結(jié)果看，年齡、性別、婚姻、健康、家庭收入、養(yǎng)老金、鍛煉情況和鄰里關(guān)系對農(nóng)村老年人生活滿意度存在顯著影響。其中，年齡、健康、家庭收入、養(yǎng)老金、鍛煉和鄰里關(guān)系與老年人生活滿意度均是正相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平上顯著，這與已有相關(guān)研究結(jié)論基本相符[22]?；橐鰻顩r在10%的顯著水平上正向影響農(nóng)村老年人的生活滿意度?！吧贂r夫妻老來伴”，配偶的陪伴可以緩解老年孤獨，改善老年人心理健康狀態(tài)。性別對老年人生活滿意度產(chǎn)生負向影響，并在10%的水平上顯著，表明相比于男性，女性老年人生活滿意度更高。在一定程度上這與家庭分工相關(guān)，男性比女性承擔更重的養(yǎng)家責任，女性尤其是女性老年人，在晚年心理上更容易實現(xiàn)滿意度的預(yù)期。

為了更直觀反映子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響，表2中模型3和模型4分別報告模型1和模型2的邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示，對于農(nóng)村老年人，相比于沒有子女經(jīng)濟支持，有經(jīng)濟支持的生活滿意度的概率提高3.89%，并在1%的水平上顯著；有子女生活照護的老年人生活滿意度處于較高水平的可能性比沒有子女生活照護的高2.5%，并在10%的水平上顯著。在醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)水平相對較低的農(nóng)村地區(qū)，子女支持本質(zhì)上是老年人抵御身心健康風險和貧困危機的堅實后盾。從微觀層面看子女的經(jīng)濟支持和生活照護使老年人“養(yǎng)兒防老”的目標得以實現(xiàn)。從宏觀變遷的視角分析，伴隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展國民預(yù)期壽命增加和生活水平的提升使老年人的需求層次提升，由無病無災(zāi)的溫飽狀態(tài)上升為享受晚年美好生活，此時家庭中子女對老年人的關(guān)懷成為老年人生活滿意的重要組成部分。同時，社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的變遷推動勞動力要素流動加快，而家庭現(xiàn)代化發(fā)展使家庭規(guī)?？s減和家庭功能弱化，老年人孤獨感倍增。2016 年第四次中國城鄉(xiāng)老年人生活狀況抽樣調(diào)查成果顯示，農(nóng)村老年人精神孤獨問題非常嚴重。在此背景下子女支持對老年人生活滿意度的積極作用尤為明顯。這也充分驗證了家庭代際支持理論在現(xiàn)代社會變遷中仍然適用，子女支持是提升老年人生活滿意度的重要途徑。

表2 子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內(nèi)為穩(wěn)健標準誤，下同。

(2)穩(wěn)健性檢驗。為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，保持解釋變量和其他控制變量不變，以其他兩個操作變量分別替換生活滿意度進行回歸分析。第一個替換的操作變量仍以問卷中生活滿意度問題的回答為基礎(chǔ)。由于該問題的回答存在等級和程度的差異，此處構(gòu)建生活滿意度1，得分5分為較高的生活滿意度，賦值為1，否則賦值為0，表示為較低的生活滿意度。第二步，選取“對自己未來信心程度”問題作為另一個穩(wěn)健性檢驗變量，再次檢驗估計結(jié)果是否穩(wěn)健，打分4分及以上表示有信心，賦值為1，4分以下賦值為0，表示對未來缺乏信心。結(jié)果如表2模型5至模型8所示，模型5和模型7對應(yīng)子女經(jīng)濟支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響，模型6和模型8表示子女生活照護對老年人生活滿意度影響的穩(wěn)健性檢驗。子女經(jīng)濟支持和生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度具有顯著的積極作用，與前文回歸分析相符，說明研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

(3)基于傾向得分匹配方法(PSM)的再檢驗。上述回歸分析與檢驗表明子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度具有顯著的正向作用。但是老年人個體因素不同，同樣會影響他們是否會受到子女提供支持，因此前文中子女支持對老年人生活滿意度的影響可能被高估或低估。為了降低樣本選擇偏誤和遺漏變量問題，提高上述回歸結(jié)果的可靠性，本文通過傾向得分匹配的方法(PSM)來進一步分析檢驗。首先，結(jié)合前文分析通過Probit回歸模型估計傾向得分，預(yù)測子女支持對老年人生活滿意度積極或消極影響的概率。然后，根據(jù)傾向得分結(jié)果對變量進行匹配，觀察匹配后的處理組(子女提供支持)和對照組(子女不提供支持)的每個變量的標準化偏差。匹配結(jié)果(以近鄰匹配為例)顯示所有樣本標準偏差均低于10%，數(shù)據(jù)均衡效果較好。最后，根據(jù)匹配結(jié)果利用近鄰匹配、半徑匹配和核匹配方法分別計算子女支持對老年人生活滿意度的平均處理效應(yīng)。結(jié)果如表3所示，匹配前后子女經(jīng)濟支持和生活照護對老年人生活滿意度都是顯著的正向影響。具體來說，針對子女經(jīng)濟支持的樣本分析中近鄰匹配和半徑匹配的t值分別為2.00和2.38，絕對值均大于臨界值1.96，在5%的水平上顯著。核匹配的t值為2.62，絕對值大于臨界值2.58，在1%的水平上顯著。在匹配后的結(jié)果中，三種匹配方式的平均處理效應(yīng)值分別為0.029 8、0.033 2和0.036 0，比匹配前略有降低，說明存在其他因素提高子女經(jīng)濟支持對老年人生活滿意度正向影響的可能性。但是匹配后的平均處理效應(yīng)值與前文分析的邊際效應(yīng)(0.038 9)較接近，表明前文回歸分析結(jié)果較為穩(wěn)健。同理，子女生活照護的平均處理效應(yīng)表示，盡管正向效應(yīng)被略有放大，子女生活照護顯著地作用于老年人生活滿意度(|t|>1.64)，前文分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

表3 子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度影響的平均處理效應(yīng)

2.子女經(jīng)濟支持和生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度影響的交互效應(yīng)

前文回歸分析表明子女經(jīng)濟支持和生活照護均顯著的提升農(nóng)村老年人的生活滿意度。那么子女提供的經(jīng)濟支持和生活照護是單獨對老年人生活滿意度產(chǎn)生影響還是存在交互效應(yīng)呢？更為直接的問題是提供生活照護是否會提高或降低經(jīng)濟支持對老年人生活滿意度的積極作用？結(jié)合公式(2)，表4展示了逐步回歸中子女經(jīng)濟支持和生活照護交互對農(nóng)村老年人生活滿意度影響的回歸結(jié)果。模型1到模型4逐步加入解釋變量和控制變量，模型5為模型4回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示當回歸模型中僅有被解釋變量和兩個解釋變量時，農(nóng)村子女經(jīng)濟支持和生活照護對老年人生活滿意度均有正向效應(yīng)，在1%的水平上顯著。但添加二者的交互項后，如模型3至模型5所示，交互項不顯著，說明子女生活照護不會影響經(jīng)濟支持對老年人生活滿意度的作用方向及作用程度。為檢驗這一回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用和前文同樣的替換變量方式再次進行回歸，結(jié)果如表4中模型6和模型7所示，子女經(jīng)濟支持和生活照護的交互項雖然為負值，但在統(tǒng)計上不顯著。

但是回歸系數(shù)不顯著不代表可以做出絕對論斷：子女生活照護不能降低子女經(jīng)濟支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的積極作用。交互效應(yīng)可以由不同斜率的直線表示，斜率不同表明存在交互效應(yīng)，直線不平行的程度則反映交互效應(yīng)的大小。通過對模型4回歸結(jié)果預(yù)測值的分析發(fā)現(xiàn)，子女經(jīng)濟支持和生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度的邊際效應(yīng)近似于兩條平行線，但是二者斜率不同(經(jīng)濟支持=1.078 9，生活照護=0.093 8)，表明二者對老年人生活滿意度的影響存在較小的交互效應(yīng)。對于有子女經(jīng)濟支持的農(nóng)村老年人，獲得子女生活照護會使其生活滿意度較高的概率降低0.61%。從情感維度分析出現(xiàn)這種情況的一個原因是老人會因為子女既提供經(jīng)濟支持又給予生活照護而產(chǎn)生負疚感從而降低了生活滿意度。因為提供生活照護會減少子女的就業(yè)機會[23]，而提供經(jīng)濟支持則會進一步增加其家庭負擔?，F(xiàn)實中家庭經(jīng)濟狀況對老年人心理上的滿足程度具有積極影響，而心理狀態(tài)又是健康因素中影響老年人生活滿意度的重要一環(huán)。雙項子女支持易形成“子女退出勞動力市場-家庭經(jīng)濟水平降低-老年人心理負疚-老年人滿意度降低-子女退出勞動力市場程度加深”的不良循環(huán)。這也從側(cè)面驗證了貝克爾關(guān)于家庭生產(chǎn)理論中的家庭分工論述，為合理配置家庭人口資源子女和老年人應(yīng)根據(jù)自身情況相互協(xié)調(diào)分工，子女進入市場從事市場勞動，老年人在家庭中協(xié)助家庭事務(wù)。當子女已經(jīng)提供經(jīng)濟支持的情況下還因提供生活照護而遠離市場時，無法實現(xiàn)分工效用最大的目標。從功能維度分析出現(xiàn)這種情況的一個原因是生活照護一定程度縮小了老年人使用子女經(jīng)濟支持的范圍和力度，進而降低了其帶來的滿意度。良好的健康狀態(tài)是老年人生活滿意的基石，也是重要影響因素，經(jīng)濟狀況影響老年人生活滿意度的主要路徑是健康，較高的經(jīng)濟能力則意味著具備較強的健康保障，在患病后可以及時前往醫(yī)療機構(gòu)就診，提升老年人生活滿意度。有研究表明子女經(jīng)濟支持和生活照護均能提高老年人就診的概率，并且就診以后子女經(jīng)濟支持對就診支出具有顯著性的正向影響，然而子女生活照護越多，老年人就診后的醫(yī)療支出反而越少[24]。這說明生活照護可以提高老年人醫(yī)療服務(wù)利用的可及性，但也有可能通過改善老年人尤其是低齡老年人的健康狀態(tài)從而減少他們門診和住院服務(wù)及其支出情況[25]。子女經(jīng)濟支持是農(nóng)村老年人經(jīng)濟和醫(yī)療支出的主要來源，當醫(yī)療支出減少子女經(jīng)濟支持帶來的健康保障效應(yīng)比重降低。這也進一步論證了經(jīng)濟供養(yǎng)并不是滿足老年人一切需求的“萬金油”和唯一方式，如何平衡經(jīng)濟支持和生活照護從而更有利的緩解子代工作-家庭沖突和更好地提高老年人的生活滿意度值得探究。

表4 子女經(jīng)濟支持和生活照護交互對農(nóng)村老年人生活滿意度的回歸結(jié)果

3.子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度影響的異質(zhì)性檢驗

子女經(jīng)濟支持和生活照護對老年人生活滿意度的影響可能會因為老年人自身個體特征的不同而產(chǎn)生差異性，通過分組Probit回歸分析老年人在不同性別和年齡情況下子女支持對生活滿意度的影響，回歸結(jié)果如表5所示。表6為分組后子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度影響的邊際效應(yīng)。由于在分析子女經(jīng)濟支持和生活照護對老年人生活滿意度的模型中，控制變量一致，因此下表中生活照護對老年人生活滿意度影響的分組回歸結(jié)果僅匯報解釋變量。

表5 子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的分組回歸結(jié)果

表6 子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度分組回歸的邊際影響

(1)子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的分組回歸分析。在考察子女經(jīng)濟支持對老年人生活滿意度影響的性別異質(zhì)性時，發(fā)現(xiàn)男性老年人生活滿意度的變化情況會因為子女經(jīng)濟支持反應(yīng)更加敏感。如表5模型1所示，子女經(jīng)濟支持對男性老年人生活滿意度具有積極影響，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著。表6模型1顯示有子女經(jīng)濟支持的男性老年人生活滿意度處于更高狀態(tài)的概率提高6.5%。子女經(jīng)濟支持對于改善農(nóng)村女性老年人生活滿意度沒有顯著作用。同理，在生活照護的性別差異方面，子女生活照護對女性老年人生活滿意度產(chǎn)生了顯著性的正向影響，有子女生活照護的農(nóng)村老年女性生活滿意度提高的概率增加了3.69%。雖然子女生活照護對男性老年人生活滿意度存在正向影響，但在統(tǒng)計上不顯著。

在不同年齡段，中低齡的老年人生活滿意度對子女支持的反應(yīng)更加敏感。分析中將老年人按年齡劃分為中低齡和高齡，中低齡為60歲至80歲，高齡為80歲及以上。由表5模型2可知，子女經(jīng)濟支持和生活照護對生活滿意度的影響在高齡老年人中并不顯著，在中低齡老年人中表現(xiàn)為顯著。這可能是因為中低齡老年人對生活預(yù)期較高，社會參與程度更深，子女支持更能通過各種途徑影響他們的滿意度。對他們而言，有子女經(jīng)濟支持的比沒有子女經(jīng)濟支持的生活滿意度較高的可能性提高3.94%，有子女生活照護的比沒有子女生活照護的生活滿意度較高的可能性提高2.77%。

(2)回歸系數(shù)差異的檢驗。上述分析表明子女經(jīng)濟支持和生活照護行為對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響在性別和年齡方面存在異質(zhì)性特征。但這種異質(zhì)性特征的結(jié)論僅是根據(jù)分組回歸后解釋變量系數(shù)的顯著性程度及系數(shù)大小的比較得出，缺乏嚴謹性。一方面分組回歸后子女支持在兩組間的95%置信區(qū)間存在重疊區(qū)域；另一方面分析默認只考慮子女支持變量存在組間系數(shù)差異，而其他控制變量的系數(shù)則不因組別發(fā)生變化[26]。這種假設(shè)顯然沒有滿足，表5顯示年齡和性別等控制變量在組間都存在顯著差異。本部分引入交互項來檢驗子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響系數(shù)是否存在組間差異。如式(3)所示，分組后的回歸模型中添加分組變量和子女支持變量及其他所有控制變量的交互項，為簡化篇幅表7 僅匯報子女支持變量和分組變量交互項的回歸結(jié)果和邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示性別和經(jīng)濟支持的交互項對老年人生活滿意度的影響存在積極影響，并在5%的水平顯著。相比于女性，子女經(jīng)濟支持對男性老年人生活滿意度提高的概率為5.08%。出現(xiàn)這種情況的原因可以從家庭分工和家庭地位的角度來解釋，一般男性是家庭生產(chǎn)的主力從而也是家庭最高權(quán)力擁有者。當男性當權(quán)者因年老喪失生產(chǎn)能力而逐漸喪失權(quán)力地位時也喪失了要求子女給予家庭支持的能力。子女提供經(jīng)濟支持讓男性老年人獲得更多經(jīng)濟資源，也方便其發(fā)展其他人際關(guān)系等資源，男性老年人獲得更多話語權(quán)從而提升生活滿意度。年齡和經(jīng)濟支持的交互項回歸系數(shù)為-0.010 1，對應(yīng)的P值在10%的水平上顯著，說明子女經(jīng)濟支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響在高齡和中低齡老年人中存在差異，且對中低齡老年人具有更好的提升效應(yīng)。這也可能是因為中低齡老年人還未進入生命周期最后階段，生活預(yù)期值更高，社會參與程度更深，經(jīng)濟因素對他們發(fā)展社會關(guān)系仍具有重要作用。而高齡老年人普遍因為生理機能的退化而更加關(guān)注健康狀態(tài)，此時單純的經(jīng)濟給予無法帶來較高的滿意度附加值。在生活照護方面，表7顯示在性別和年齡分別與生活照護變量交互的模型中，二者的交互項均不顯著，表明子女提供生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度在性別和年齡方面不存在統(tǒng)計上的顯著性差異。

表7 子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度分組回歸系數(shù)的差異檢驗

四、結(jié)論及建議

本文基于2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，實證分析了子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響。研究發(fā)現(xiàn)，子女經(jīng)濟支持和生活照護均對農(nóng)村老年人生活滿意度存在顯著性的正向影響。并且二者對老年人生活滿意度的影響存在交互作用，分析表明雖然影響較小但子女生活照護會在一定程度上降低子女經(jīng)濟支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的提升作用。同時，子女支持對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響存在性別和年齡方面的異質(zhì)性特征，相比于女性和高齡老年人，男性和中低齡老年人對子女提供的經(jīng)濟支持反應(yīng)更加敏感。而子女生活照護對農(nóng)村老年人生活滿意度的影響則不存在顯著性的性別和年齡異質(zhì)性。

基于上述分析和結(jié)論提出以下建議：一是重視子女支持在農(nóng)村老年人養(yǎng)老生活中的重要作用，加強家庭支持體系的立法和制度建設(shè)。雖然我國《憲法》和《老年人權(quán)益保障法》等都從法律角度對老年人贍養(yǎng)和健康保護等問題做出詳細規(guī)定，但是對于提供這些贍養(yǎng)服務(wù)和保護舉措的照料者卻沒有太多著墨，因此需要從法律角度肯定子女提供支持的義務(wù)和權(quán)利。同時需要輔以相應(yīng)配套舉措鼓勵和支持子女發(fā)揮其家庭照料的積極作用，如實施經(jīng)濟補償和假期補償?shù)日?，提供就業(yè)咨詢與培訓(xùn)、特殊支持和喘息服務(wù)等活動。二是合理配置子女支持資源。前文分析表明，在擁有子女提供的經(jīng)濟支持時獲得生活照護服務(wù)反而會在一定程度降低經(jīng)濟支持帶來的積極作用。因此要準確定位農(nóng)村老年人生活滿意度反映的實質(zhì)需求。當老年人具備較高的身心健康水平時，此時家庭分工應(yīng)該是年輕一輩進入勞動力市場，子女為老年人提供的支持形式可以經(jīng)濟支持多于生活照護，而家庭也實現(xiàn)分工效用的最大化。對于高齡老年人或者失能老人而言，他們對子女提供的經(jīng)濟支持已經(jīng)沒有中低齡老年人那么敏感，生理衰弱帶來更多的生活照護需求，在力所能及的情況下子女對老年人的支持應(yīng)該以生活照護為主。三是良好的生活習慣和社會交往可以通過身心健康等路徑提升農(nóng)村老年人的生活滿意度。因此可以通過開展健康講堂、分享交流會和友誼比賽等活動鼓勵老年人參與社會實踐，一方面促進身體素質(zhì)的鍛煉，另一方面也是通過參與社會活動形成較好的心理狀態(tài)和社會交往關(guān)系，進而提升老年人晚年生活滿意度。