社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、代際支持行為與老年健康貧困
——基于五地2113名城市獨(dú)居老人的實(shí)證分析

尹星星，周榕

(華東師范大學(xué) 社會(huì)發(fā)展學(xué)院，上海 200241)

1 研究背景

健康作為老齡化社會(huì)發(fā)展的重要衡量指標(biāo)，有著深刻的內(nèi)在價(jià)值。這是因?yàn)槔夏杲】祮?wèn)題不僅關(guān)系到老年人口個(gè)體的生活質(zhì)量，更與社會(huì)活力與照料負(fù)擔(dān)息息相關(guān)。但是，群體間乃至群體內(nèi)部的健康差異是客觀存在的問(wèn)題。相對(duì)于其他老年群體而言，城市化發(fā)展、住房格局變化，伴隨著人口流動(dòng)速度加快、空間擴(kuò)展，老年居住模式已悄然發(fā)生變化。主要表現(xiàn)為老年人與成年子女同住比例大幅下降，空巢或獨(dú)居養(yǎng)老的比例快速上升。受特殊居住形態(tài)限制，他們?cè)谠馐芙】滴ｋU(xiǎn)時(shí)會(huì)面臨更多社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)。在此背景下，對(duì)獨(dú)居老人健康問(wèn)題的識(shí)別與預(yù)警具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

WTO強(qiáng)調(diào)社會(huì)分層所產(chǎn)生的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不平等是健康貧困的原因所在，若健康不平等持續(xù)拉大，將有損整體社會(huì)福利(焦開(kāi)山，2014)。那么，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與老年健康貧困存在怎么樣的關(guān)系？現(xiàn)有研究并未達(dá)成共識(shí)。部分研究認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)地位造成的健康差異在整個(gè)生命歷程不斷積累，健康貧困在老年階段進(jìn)一步強(qiáng)化(Dupre，2008)。另有一些研究提出了“收斂假定”理論，認(rèn)為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位造成的心理社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)因素差距在老年期有所縮小(Houseet al.，1994)，生物因素對(duì)健康的影響超過(guò)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素(Mirowsky and Ross，2005)。

此外，當(dāng)前社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康的影響機(jī)制研究，主要集中在基于工作環(huán)境(Evans and Kantrowitz，2002)、生活環(huán)境(劉麗杭，唐景霞，2004)、醫(yī)療資源可及性(Victora et al.，2000)與生活方式(王甫勤，2012)等因素的考量，認(rèn)為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是通過(guò)幫助個(gè)體獲得這些健康優(yōu)勢(shì)，而拉大群體間健康梯度。但在家庭養(yǎng)老傳統(tǒng)濃厚的中國(guó)，從代際支持行為分析老年期經(jīng)濟(jì)差異對(duì)健康的影響具有獨(dú)特的意義與價(jià)值。現(xiàn)代化發(fā)展使代際間資源交換趨于互惠與公平，子代對(duì)于老年父母的贍養(yǎng)走向“理性化”(安瑞霞，2019)。人口流動(dòng)交織著家庭變遷改變了獨(dú)居老人代際間資源的占有與分配格局。獨(dú)居父母不同的經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女的贍養(yǎng)行為是否造成差異，多大程度上對(duì)其免于陷入健康貧困發(fā)揮了作用？在中國(guó)傳統(tǒng)養(yǎng)老文化背景下，老年健康問(wèn)題需要從父代社會(huì)結(jié)構(gòu)因素對(duì)子代支持行為的形塑展開(kāi)進(jìn)一步討論。

基于此，本文擬在以下幾個(gè)方面有所推進(jìn)：第一，現(xiàn)有研究多基于全年齡段人群，本文選擇獨(dú)居老人這一特殊老年群體為研究對(duì)象，補(bǔ)充現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)特殊群體健康問(wèn)題的關(guān)注不足。第二，與既有研究多集中于單一健康分析指標(biāo)不同，本文引入“多維健康貧困”這一國(guó)際公共健康政策研究的重要概念，刻畫(huà)獨(dú)居老人在生理、心理等維度陷入病殘的程度及其群體內(nèi)部的異質(zhì)性。第三，區(qū)別于工作生活環(huán)境等籠統(tǒng)性中介變量，本文通過(guò)引入“代際支持行為”變量，探究在傳統(tǒng)養(yǎng)老文化語(yǔ)境下，代際支持行為差異能否成為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響其老年父母健康貧困的解釋機(jī)制。著重討論新時(shí)期家庭代際支持是如何形塑獨(dú)居老人的健康貧困，進(jìn)而為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響老年期健康水平提供新的解釋邏輯，以期對(duì)當(dāng)前社會(huì)日益加劇的養(yǎng)老問(wèn)題尋找出路。

2 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

健康分層是普遍存在的社會(huì)現(xiàn)象，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的高低對(duì)健康分層影響顯著。個(gè)體所處社會(huì)結(jié)構(gòu)中的位置決定了其健康狀態(tài)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低下造成了其較差的健康水平(Dahl，1996)。Moen(1999)研究發(fā)現(xiàn)，教育帶來(lái)的工作機(jī)會(huì)、收入水平能夠提升個(gè)體健康投入的預(yù)算。經(jīng)濟(jì)水平對(duì)于健康的影響在于低收入者更易形成不利健康的行為習(xí)慣(Mheen et al.，1999)，而職業(yè)所反映的個(gè)體社會(huì)地位、體力活動(dòng)情況也會(huì)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生影響(王甫勤，2012)。隨著研究的深入，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康的影響逐漸從生理因素?cái)U(kuò)展到心理因素。Marmot(2002)研究表明低收入群體更因易面臨生活負(fù)性事件與慢性壓力而有損健康。因此，本文提出研究假設(shè)1：

H1：在其他條件不變的情況下，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(教育、收入、職業(yè))越高的城市獨(dú)居老人健康貧困(生理、心理)發(fā)生的可能性越低。

此外，性別對(duì)于健康有著獨(dú)特的影響。而這種影響可能存在于生命歷程早期社會(huì)分層所導(dǎo)致的結(jié)果。性別歧視觀念會(huì)導(dǎo)致女童的營(yíng)養(yǎng)攝入與看護(hù)受到影響，使其健康狀況處于明顯劣勢(shì)(Deaton，2008)。早期受教育水平偏低，中年期因操持家務(wù)、家庭照顧等造成工作參與率較低或參與時(shí)長(zhǎng)較短，即使是職場(chǎng)女性的薪資也較同等條件下男性低(鄭莉，曾旭暉，2016)。女性在整個(gè)生命歷程中多處于社會(huì)分層的劣勢(shì)地位。這些因素構(gòu)成了女性的生活機(jī)會(huì)，從而形成了不同的行為傾向，這些劣勢(shì)較大程度地限制了女性群體對(duì)健康資源的可及，對(duì)其健康水平產(chǎn)生了直接的影響。Verbrugge等(1987)將女性患病比作龐大而看不見(jiàn)的“水下冰山”，這也是雖然女性預(yù)期壽命長(zhǎng)于男性，但健康狀況卻較男性差的“性別悖論”的原因所在。Crimmins等(2002)又進(jìn)一步證實(shí)了女性健康壽命較男性短，且老年期身體失能時(shí)間也更長(zhǎng)。基于此，本文提出以下研究假設(shè)：

H2：女性獨(dú)居老人無(wú)論在健康貧困發(fā)生率還是發(fā)生深度上都高于男性。

圖1 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)獨(dú)居老人多維健康影響的理論假設(shè)

那么，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是如何影響老年個(gè)體健康水平的？孫鵑娟(2017)認(rèn)為互惠關(guān)系也存在于家庭內(nèi)部，代際支持是持久的資源雙向交換，而非由子代向父代的單向流動(dòng)。在家庭內(nèi)部，老年人與其子女間在經(jīng)濟(jì)贍養(yǎng)、生活照顧和精神慰藉等方面存在廣泛的資源交換行為，從而形成一種投資與回報(bào)的代際交換因果關(guān)系(陳皆明，1998)。家庭權(quán)利分配向平等與民主轉(zhuǎn)變，使得代際關(guān)系愈發(fā)基于自身理性考量，傳統(tǒng)反饋式、倫理導(dǎo)向的養(yǎng)老基礎(chǔ)可能正悄然發(fā)生變化。在“互惠型”代際關(guān)系中，老年父母會(huì)在婚嫁、住房等重大開(kāi)支上對(duì)子女提供一定的支持與幫助(王萍，李樹(shù)茁，2011)，而這種幫助可能會(huì)影響子女的贍養(yǎng)行為。Chiappori等(2009)研究也證實(shí)，在父輩權(quán)威下降的現(xiàn)代家庭，老年父母照料獲取由其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位決定的議價(jià)能力所決定。父代可以通過(guò)物質(zhì)財(cái)富或經(jīng)濟(jì)社會(huì)資源來(lái)?yè)Q取子女更多照料支持(狄金華，鄭丹丹，2016)，子代為老年父母提供健康支持包含了一些換取父母經(jīng)濟(jì)物質(zhì)回饋的意圖(Cox and Jakubson，2005)。而父母的健康狀況與子女的代際支持的均衡性與強(qiáng)度存在顯著相關(guān)性(黃慶波等，2017)。對(duì)此，本文提出研究假設(shè)3：

H3：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位依靠子女代際支持行為起作用，獲得子女代際支持的獨(dú)居老人陷入健康貧困的可能性減少。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家社科基金重大項(xiàng)目“未來(lái)十年我國(guó)城市老年人口居家養(yǎng)老保障體系研究”課題組2013年11月至2015年5月在上海、廣州、成都、呼和浩特和大連5個(gè)城市開(kāi)展的“中國(guó)大城市城區(qū)70歲及以上獨(dú)居老人狀況和需求調(diào)查”。此次調(diào)查采取四階段隨機(jī)抽樣方法，在選定的5個(gè)城市中以行政區(qū)—街道—居委—門(mén)戶分層形式抽取五地21個(gè)區(qū)，共54個(gè)街道(鎮(zhèn))，年滿70歲及以上并居住在本地區(qū)的獨(dú)居老人(以夜晚睡覺(jué)一個(gè)老年人為準(zhǔn))作為調(diào)查對(duì)象。調(diào)查內(nèi)容囊括了獨(dú)居老人的基本信息、子女情況、職業(yè)收入、健康、生活照顧、居住、文化精神活動(dòng)、社會(huì)支持和參與等。在回收全部調(diào)查問(wèn)卷并錄入數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，進(jìn)行了數(shù)據(jù)整合、數(shù)據(jù)核查、問(wèn)卷比對(duì)、補(bǔ)調(diào)查、數(shù)據(jù)復(fù)查等數(shù)據(jù)清理工作，本文根據(jù)研究需要，在剔除分析所需題項(xiàng)的缺失值后，獲取有效分析樣本共計(jì)2113個(gè)。

3.2 變量釋義

3.2.1 因變量及其測(cè)量

指標(biāo)選取不同，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位同健康貧困的關(guān)系可能存在差異。這是由于各指標(biāo)在內(nèi)涵與測(cè)量特性受社會(huì)影響程度的差異性所決定的(Huurre et al.，2005)。既往研究多采用單一指標(biāo)進(jìn)行健康測(cè)量，忽略了健康的整體性與多維性?；谝陨峡紤]，為避免單項(xiàng)指標(biāo)運(yùn)用而造成的測(cè)量結(jié)果誤差，本文借鑒國(guó)際健康綜合測(cè)評(píng)工具SF-36與李華等(2013)、Gu等(2009)學(xué)者提出的居民健康指數(shù)構(gòu)建思路，糅合了主客觀兩種指標(biāo)，選擇生理健康、自理能力、精神健康等3個(gè)維度6項(xiàng)指標(biāo)，構(gòu)建獨(dú)居老人多維健康貧困評(píng)價(jià)指標(biāo)(見(jiàn)表1)。本文借鑒國(guó)內(nèi)外大部分研究普遍的做法，對(duì)每個(gè)維度賦予等權(quán)重(Alkire and Foster，2011；高艷云，2012；王春超，葉琴，2014；郭熙保，周強(qiáng)，2016)，各維度下的指標(biāo)也平均分配權(quán)重；相關(guān)研究使用人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)(ANN)、主成分分析法等方法計(jì)算指標(biāo)權(quán)重與等權(quán)重的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果差異不大(楊晶，2014；徐文奇等，2017；謝家智，車四方，2017)，驗(yàn)證了等權(quán)重方法的可靠性。

表1 獨(dú)居老人多維健康貧困評(píng)價(jià)維度、指標(biāo)、權(quán)重及臨界值

3.2.2 解釋變量及其測(cè)量

本研究的自變量為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是一個(gè)多維概念，現(xiàn)有研究多基于經(jīng)濟(jì)狀況、教育程度、職業(yè)三個(gè)維度進(jìn)行考察( Blalock et al.，1967；陳皆明，陳奇，2016；劉二鵬，張奇林，2018；安瑞霞，2019)。結(jié)合問(wèn)卷數(shù)據(jù)，本研究將獨(dú)居老人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位從以下三個(gè)方面衡量：(1)受教育程度：①不識(shí)字或識(shí)字很少②小學(xué)③初中④高中/中職及以上，賦值為1～4。(2)本研究將職業(yè)類型定義為獨(dú)居老人在退休前從事的有收入的職業(yè)：①農(nóng)林牧漁水利生產(chǎn)人員、生產(chǎn)運(yùn)輸設(shè)備操作人員、其他從業(yè)人員②商業(yè)服務(wù)業(yè)人員、辦事人員和有關(guān)人員③國(guó)家機(jī)關(guān)企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、各類專業(yè)技術(shù)人員、軍人，賦值為1～3。(3)經(jīng)濟(jì)狀況界定為收入水平：①2000元以下②2000-2999元③3000元及以上，賦值為1～3。本研究將這些具體指標(biāo)賦值相加，轉(zhuǎn)化為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指數(shù)(ses)，取值越大，表明個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。

除此之外，老年期作為生命歷程的最后階段，前期積累的先賦或后賦因素都會(huì)影響老年階段的健康狀況。本文根據(jù)王甫勤(2012)、焦開(kāi)山(2014)、胡薇(2009)的相關(guān)研究，我們選擇了性別(男=1，女=0)、年齡(主要由被調(diào)查者自行填寫(xiě))、戶籍(非農(nóng)業(yè)戶口=1，農(nóng)業(yè)戶口=0)、遷移(遷移=1，未遷移=0)、婚姻狀況(有配偶=1，無(wú)配偶=0)等控制變量。其中，年齡為連續(xù)變量，其他為分類變量。是否發(fā)生遷移通過(guò)詢問(wèn)獨(dú)居老人現(xiàn)住地與出生地是否一致來(lái)判斷，出生地和現(xiàn)住地一致，獨(dú)居老人沒(méi)有發(fā)生遷移，不一致則認(rèn)為獨(dú)居老人進(jìn)行了遷移；婚姻狀況，由調(diào)查問(wèn)卷的四個(gè)選項(xiàng)重新歸為兩組，有配偶為一組，從未結(jié)婚、離婚和喪偶的獨(dú)居老人歸入無(wú)配偶組。

表2 變量的設(shè)置、定義與測(cè)量

3.2.3 中介變量及其測(cè)量

隨著贍養(yǎng)理性化的轉(zhuǎn)變，社會(huì)交換理論逐漸被運(yùn)用于家庭代際支持相關(guān)研究中，老年父母的經(jīng)濟(jì)地位與成年子女的代際支持行為逐漸成為研究焦點(diǎn)。擁有較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的老人因其所擁有的社會(huì)資源與較強(qiáng)能力，在交換中的弱勢(shì)地位更小，與子女進(jìn)行均衡交換的能力也更強(qiáng)，代際支持不均衡性的可能性減小，從而更易獲得贍養(yǎng)。而通過(guò)子女的經(jīng)濟(jì)支持、生活照料與情感支持，獨(dú)居老人可能在物質(zhì)基礎(chǔ)、克服一些困難(如疾病、親人過(guò)世)等方面獲得支持，促進(jìn)其身心健康。根據(jù)宋璐等(2006)、王萍等(2011)研究，本文將子女對(duì)老年父母的贍養(yǎng)與支持劃分為經(jīng)濟(jì)支持、生活照料與情感支持三個(gè)維度。經(jīng)濟(jì)支持通過(guò)獨(dú)居老人對(duì)問(wèn)卷問(wèn)題“子女的收入狀況”的回答進(jìn)行賦值“無(wú)收入=1，很低=2，較低=3，中等=4，較高=5，很高=6”。生活照料變量選擇“子女最近3個(gè)月內(nèi)平均看望次數(shù)”衡量，以“從來(lái)沒(méi)有=1，每?jī)蓚€(gè)月及以上1次=2，每月1-3次=3，每周1-3次=4，幾乎每天=5”賦值。而精神支持選取問(wèn)卷“代際聯(lián)系頻率”作為主要變量，選項(xiàng)分別為“幾乎沒(méi)聯(lián)系(一年不到一次)、每月不到1次(每?jī)蓚€(gè)月以上聯(lián)系1次)、每月至少一次(1-3次/每月)、每周至少一次(1-4次/每周)、幾乎每天(5-7次/每周)”，分別賦值1～5。

3.3 研究方法

3.3.1 多維健康貧困指數(shù)的測(cè)量

表示健康貧困深度的平均剝奪份額(A)，即所有多維健康貧困個(gè)體平均被剝奪的維度數(shù)占總維度數(shù)的比重：

多維健康貧困指數(shù)M=H*A，進(jìn)一步可以表示為：

如果需要進(jìn)一步了解在不同維度、地區(qū)、年齡、性別等方面的健康剝奪情況，可以對(duì)多維健康貧困指數(shù)進(jìn)行維度分解和子群分解，并測(cè)算各組元素對(duì)多維健康貧困的貢獻(xiàn)率。第j個(gè)維度下的健康貧困指數(shù)可表示為：

3.3.2 OLS回歸和Logit回歸

本文以獨(dú)居老人多維健康貧困指數(shù)為因變量，構(gòu)建如下OLS模型：

healthi=β0+β1sesi+γZi+ε

其中，health為獨(dú)居老人多維貧困指數(shù)，ses代表獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，Z代表控制變量，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)多維健康貧困的影響，采用二分類Logit模型進(jìn)行檢驗(yàn)。白晨、顧昕(2019)發(fā)現(xiàn)我國(guó)老年人長(zhǎng)期多維健康貧困主要發(fā)生在20%≤k<60%區(qū)間，以k=40%為基準(zhǔn)構(gòu)建長(zhǎng)期多維健康貧困指數(shù)。本文參照此做法以k=0.4為多維健康貧困臨界值，處于多維健康貧困狀態(tài)賦值為1，反之賦值為0。

3.3.3 Baron和Kenny的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法

為進(jìn)一步檢驗(yàn)代際支持在獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與多維健康貧困之間的中介作用，本文借鑒Baron和Kenny中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，采用以下步驟進(jìn)行：(1)將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和控制變量代入方程進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)獨(dú)居老人多維健康貧困的影響，這一步在回歸模型中驗(yàn)證；(2)檢驗(yàn)獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女支持行為的影響。如果系數(shù)顯著為正，說(shuō)明社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的獨(dú)居老人子女代際支持越強(qiáng)；(3)在(1)的基礎(chǔ)上加入中介變量代際支持行為，如果中介變量影響顯著，同時(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的系數(shù)相對(duì)于(1)中的系數(shù)變小且顯著度下降，說(shuō)明代際支持行為具有部分或完全中介效應(yīng)。

基于以上分析，我們?cè)O(shè)定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

第一步，檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是否影響?yīng)毦永先说亩嗑S健康貧困：

healthi=β0+β1sesi+γXi+ε

第二步，檢驗(yàn)獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是否影響子女的代際支持行為：

supi=β2+β3sesi+γXi+ε

第三步，將獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和子女代際支持行為變量同時(shí)放入模型：

healthi=β4+β5sesi+β6supi+γXi+ε

其中，health為多維健康貧困，ses為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，sup為子女代際支持行為，包含經(jīng)濟(jì)支持、生活照料、精神支持三個(gè)方面，X為控制變量，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

表3 城市獨(dú)居老人多維健康貧困測(cè)度結(jié)果

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 獨(dú)居老人多維健康貧困的測(cè)度

通過(guò)城市獨(dú)居老人多維健康貧困測(cè)度結(jié)果(表3)我們發(fā)現(xiàn)，隨著多維健康貧困臨界值k增加，健康貧困識(shí)別門(mén)檻上升，識(shí)別出的獨(dú)居老人在更多的維度遭受剝奪，健康貧困強(qiáng)度增加。當(dāng)k=0.4時(shí)，有一半以上獨(dú)居老人(59.3%)陷入多維健康貧困，貧困強(qiáng)度為0.5，即處于多維貧困的獨(dú)居老人平均在3個(gè)指標(biāo)上存在健康貧困問(wèn)題，貧困指數(shù)為0.296；當(dāng)k增加至0.8時(shí)，仍有4.5%的獨(dú)居老人在更多健康維度上陷入相對(duì)剝奪的狀態(tài)，貧困強(qiáng)度和貧困指數(shù)分別為0.881和0.040；當(dāng)k=1時(shí)，仍有1.3%的獨(dú)居老人在所有指標(biāo)上均處于多維健康貧困狀況。由此可見(jiàn)，獨(dú)居老人的多維健康貧困無(wú)論是在貧困發(fā)生率還是深度上剝奪現(xiàn)象嚴(yán)重。

從性別差異來(lái)看，女性獨(dú)居老人多維健康貧困狀況較男性更為嚴(yán)重。除在全維度(k=1)時(shí)，男性的多維貧困發(fā)生率(1.6%)高于女性(1.1%)，在其他k值下，無(wú)論是多維健康貧困發(fā)生率還是多維健康貧困指數(shù)女性均高于男性。以k=0.4為例，男性獨(dú)居老人多維健康貧困發(fā)生率為52.1%，比女性獨(dú)居老人低10.1個(gè)百分點(diǎn)；男性多維健康貧困指數(shù)為0.256，比女性低0.057。進(jìn)一步來(lái)看健康貧困深度(A)，在k值較低時(shí)，男性多維健康貧困深度低于女性，隨著k值升高，發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，男性健康貧困深度高于女性。不同性別獨(dú)居老人對(duì)多維貧困貢獻(xiàn)率基本穩(wěn)定，男性基本維持在30%以下，女性穩(wěn)定在70%。由此可見(jiàn)，女性獨(dú)居老人在健康方面較男性處于劣勢(shì)，其可能原因在于生命歷程中存在的積累效應(yīng)，生育與撫養(yǎng)子女壓力(宋月萍，宋正亮，2016)、公共養(yǎng)老保障資源(裴曉梅，2006)，乃至顯性和潛在的文化、結(jié)構(gòu)及其制度機(jī)制(楊菊華，2010)都會(huì)造成兩性的健康不平等。

4.2 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)獨(dú)居老人多維健康貧困的影響

根據(jù)研究假設(shè)，表4給出了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)多維健康貧困影響的估計(jì)結(jié)果，前3個(gè)模型是以多維健康貧困指數(shù)為連續(xù)變量進(jìn)行OLS回歸估計(jì)，后3個(gè)模型以k=0.4為健康貧困臨界值判斷獨(dú)居老人是否處于健康貧困狀況，“是”賦值為1，反之賦值為0?？傮w結(jié)果顯示，獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位增加會(huì)降低其多維健康貧困指數(shù)與陷入多維健康貧困的概率。第(1)～(3)列以多維健康貧困指數(shù)作為因變量，分別報(bào)告了全樣本、男性、女性回歸結(jié)果。全樣本結(jié)果顯示，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在1%水平下顯著影響?yīng)毦永先硕嗑S健康貧困指數(shù)，獨(dú)居老人個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每增加一分，其多維健康貧困指數(shù)下降0.01。由此可見(jiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)于獨(dú)居老人的健康狀況有著正向的影響，即處于較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的老人，其健康程度要優(yōu)于地位較低的群體。其可能的原因在于處于較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的獨(dú)居老人具有良好的物質(zhì)生活條件，諸如社會(huì)保障、服務(wù)消費(fèi)能力、住房條件、醫(yī)療保健資源等，因而其健康所受損害的風(fēng)險(xiǎn)更小。

分性別影響依舊顯著，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在10%水平下顯著降低男性獨(dú)居老人多維健康貧困指數(shù)，在5%水平下顯著降低女性獨(dú)居老人多維健康貧困指數(shù)，影響系數(shù)與全樣本基本一致。第(4)～(6)列以是否陷入多維健康貧困狀態(tài)作為因變量，分別報(bào)告了全樣本、男性、女性回歸結(jié)果。Logit回歸結(jié)果驗(yàn)證了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)獨(dú)居老人多維健康貧困的影響。全樣本結(jié)果顯示，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在1%水平下顯著降低獨(dú)居老人陷入多維健康貧困的概率。分性別檢驗(yàn)具有穩(wěn)健性，但影響系數(shù)略有差異。

控制變量主要結(jié)果為：(1)隨著年齡的增長(zhǎng)，獨(dú)居老人健康貧困指數(shù)有所增加，陷入健康貧困的概率升高。這是由于同其他老年群體一樣，健康所受病理性或器質(zhì)性因素影響隨年齡增長(zhǎng)逐漸惡化是不可逆的。因此，隨著年齡升高，獨(dú)居老人的健康狀況日趨下降。(2)遷移變量影響顯著，有遷移經(jīng)歷的獨(dú)居老人比沒(méi)有遷移的獨(dú)居老人健康狀況更差，更易陷入到健康貧困之中。產(chǎn)生這種結(jié)果的可能原因在于，遷移造成獨(dú)居老人健康層面的差異體現(xiàn)了當(dāng)前基本公共健康服務(wù)的身份不平等?！氨镜亍迸c“外地”的身份區(qū)隔造成的公共健康福利待遇的不同，讓獨(dú)居老人在遷入地?zé)o法與當(dāng)?shù)乩先艘粯酉碛衅降鹊墓步】捣?wù)。(3)婚姻狀態(tài)對(duì)女性獨(dú)居老人有顯著影響，無(wú)配偶(離異、喪偶等)的女性獨(dú)居老人比有配偶的更易陷入多維健康貧困之中。由于生理特征不同，與男性相比，女性情感更加細(xì)膩、感性，有配偶會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生積極的影響。Hughes等(2002)研究提出“配偶是晚年贍養(yǎng)的最大保障”，已婚老年女性比單身女性的健康狀況更好。本研究也證實(shí)婚姻對(duì)于女性獨(dú)居老人健康的保護(hù)作用。

表4 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)獨(dú)居老人多維健康貧困的影響

表5 代際支持行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

4.3 代際支持行為的中介效應(yīng)分析

本文進(jìn)一步檢驗(yàn)代際支持在獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與多維健康貧困之間的中介作用，分析結(jié)果顯示(表5)，子女的經(jīng)濟(jì)支持和精神支持在獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康貧困的影響中起到了顯著的中介作用。第(1)列為獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困指數(shù)的影響，在前面的分析中已證明，獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，健康貧困指數(shù)越低。第(2)～(3)列以經(jīng)濟(jì)支持為中介變量的估計(jì)結(jié)果，獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)支持有顯著正向影響，系數(shù)為0.080，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的獨(dú)居老人，經(jīng)濟(jì)支持行為越積極；將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和代際經(jīng)濟(jì)支持狀況共同代入模型中發(fā)現(xiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，系數(shù)也下降至0.007，代際經(jīng)濟(jì)支持行為通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)。雖然自身經(jīng)濟(jì)地位較高，但子女的經(jīng)濟(jì)支持依舊能提高獨(dú)居老人的健康水平。究其原因，有研究認(rèn)為中國(guó)傳統(tǒng)的“面子文化”在養(yǎng)老領(lǐng)域依舊適用，經(jīng)濟(jì)贍養(yǎng)彰顯了子女對(duì)老年人的回報(bào)與孝順，老年人因而更有面子(劉西國(guó)，2015)，從而易于獲得較高的健康水平。

第(4)～(5)列以生活照料為中介變量的估計(jì)結(jié)果，獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女的照料支持影響不顯著，但將獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和生活照料共同代入模型，子女照料行為對(duì)獨(dú)居老人健康貧困有顯著影響，且社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的系數(shù)變大。子女照料行為越積極，獨(dú)居老人健康貧困指數(shù)越低，但獨(dú)居老人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與其子女的照料行為之間并不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的相關(guān)關(guān)系。由此可能的原因在于，生活照料依舊是家庭養(yǎng)老的剛性義務(wù)，子女的代際照料行為并不隨著老年父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變化而有所差異。在養(yǎng)老照料領(lǐng)域，家庭都顯現(xiàn)出經(jīng)歷史“自然選擇”下強(qiáng)大的生命力。一方面，中國(guó)老人大多支持子女事業(yè)，對(duì)日常照料的要求并不苛刻。另一方面，不愿拖累子女、自我犧牲的養(yǎng)老倫理觀也是原因所在。獨(dú)居老人在生活上盡量自我解決照護(hù)問(wèn)題，減少子女因照料可能造成的就業(yè)損失。這種努力源于他們根深蒂固的“家本位”觀念的現(xiàn)代延續(xù)，對(duì)整個(gè)網(wǎng)絡(luò)家庭的認(rèn)同與對(duì)子代小家庭的體恤，讓他們?cè)谧晕艺樟县?zé)任上付出更多。

第(6)～(7)列以精神慰藉為中介變量的估計(jì)結(jié)果，獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)代際精神贍養(yǎng)有顯著正向影響，系數(shù)為0.036，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高的獨(dú)居老人，子女精神慰藉越積極；將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和精神慰藉變量共同代入模型中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，且系數(shù)由0.010下降至0.006，精神慰藉行為通過(guò)中介效用檢驗(yàn)。說(shuō)明代際情感支持有助于獨(dú)居老人身體機(jī)能的維持與恢復(fù)。其原因可能在于：一方面，代際交流頻率高有利于提高獨(dú)居老人自身存在感，可以減輕因獨(dú)居造成的精神壓力。另一方面，子女對(duì)獨(dú)居父母的精神慰藉可以降低其老年期負(fù)面事件(如患病、親人去世等)影響的概率，對(duì)其健康產(chǎn)生積極效應(yīng)。

表6 代際支持行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)(男性)

進(jìn)一步來(lái)看，代際支持行為對(duì)不同性別獨(dú)居老人的中介效應(yīng)。對(duì)男性而言，子女的經(jīng)濟(jì)支持在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困的影響中起到了顯著的中介作用，結(jié)果如表6所示。第(2)～(3)列以經(jīng)濟(jì)支持為中介變量的估計(jì)結(jié)果，男性獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女經(jīng)濟(jì)支持行為有顯著正向影響，系數(shù)為0.077。將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和子女經(jīng)濟(jì)支持行為共同代入模型中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，系數(shù)由0.010下降至0.007，經(jīng)濟(jì)支持的中介效應(yīng)為0.002，占總效應(yīng)的25%。第(4)～(5)列以生活照料為中介變量的估計(jì)結(jié)果，第(6)～(7)列以精神贍養(yǎng)為中介變量的估計(jì)結(jié)果未通過(guò)檢驗(yàn)。

對(duì)女性獨(dú)居老人中介效應(yīng)如表7所示，子女的經(jīng)濟(jì)支持和精神慰藉在女性獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困的影響中起到了顯著的中介作用。第(2)～(3)列以經(jīng)濟(jì)支持為中介變量的估計(jì)結(jié)果，女性獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子女收入有顯著正向影響，系數(shù)為0.084，將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和經(jīng)濟(jì)支持共同代入模型中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，且系數(shù)下降至0.007。第(4)～(5)列以生活照料為中介變量的估計(jì)結(jié)果，該變量并未通過(guò)檢驗(yàn)，女性獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)代際照料行為無(wú)顯著影響。第(6)～(7)列以精神慰藉為中介變量的估計(jì)結(jié)果，女性獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)代際精神慰藉有顯著正向影響，系數(shù)為0.036，將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和精神慰藉變量共同代入模型中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，且系數(shù)由0.009下降至0.006。

表7 代際贍養(yǎng)行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)(女性)

5 結(jié)論與討論

本文通過(guò)“城市70歲及以上獨(dú)居老人狀況和需求調(diào)查”數(shù)據(jù)分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)獨(dú)居老人健康水平的影響作用，探究老年期健康差異的產(chǎn)生過(guò)程。研究發(fā)現(xiàn)：第一，從多維健康貧困的發(fā)生率與深度來(lái)看，獨(dú)居老人“帶殘生存”的問(wèn)題不容忽視，且存在著較突出的組群不平等。相比之下，女性群體的健康貧困發(fā)生率和深度水平更高。女性早期生命歷程中資源的可及性、家庭資源分配的“邊緣化”，乃至勞動(dòng)力市場(chǎng)的歧視等生活事件的積累，對(duì)其健康本身以及健康保障資源產(chǎn)生的影響最終導(dǎo)致了其健康的劣勢(shì)地位。

第二，健康不平等在我國(guó)不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的獨(dú)居老人群體中亦有體現(xiàn)，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的獨(dú)居老人易獲得良好的健康狀態(tài)，尤其體現(xiàn)在男性獨(dú)居老人群體。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高的獨(dú)居老人，對(duì)健康生活方式追求的動(dòng)機(jī)會(huì)越強(qiáng)，維持健康生活方式的能力越強(qiáng)(王甫勤，2011)。憑借自身的優(yōu)勢(shì)獲得更有營(yíng)養(yǎng)的食品、好的住房及工作環(huán)境，以及有足夠的能力支付醫(yī)療及保健費(fèi)用等，均可使得獨(dú)居老人獲得更好的健康水平。關(guān)注不同層級(jí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位老人健康風(fēng)險(xiǎn)水平過(guò)大的差距應(yīng)作為健康老齡化的工作重點(diǎn)。

第三，代際支持行為在不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位老年群體中的分布狀態(tài)也有明顯差異。獨(dú)居老人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，子女支持行為越強(qiáng)烈，老年父母維持健康生活的能力也越強(qiáng)。這說(shuō)明子女對(duì)于獨(dú)居父母的代際支持行為有理性化傾向，不共居子女更傾向于給予擁有更高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的獨(dú)居父母提供代際支持，尤其表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)支持與精神慰藉方面。這為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響?yīng)毦永先私】邓教峁┝私忉寵C(jī)制。而在養(yǎng)老照料領(lǐng)域，代際照料剛性義務(wù)更強(qiáng)，加之獨(dú)居老人更注重經(jīng)濟(jì)支持的養(yǎng)老“面子文化”與根深蒂固的“家本位”觀念，使得社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)照料慰藉的影響并不顯著。

本研究依舊存在一定的局限。首先，由于研究使用的是單一年份的截面數(shù)據(jù)，因而研究結(jié)果只能證明社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、代際支持與獨(dú)居老人的健康貧困存在相關(guān)關(guān)系，但卻對(duì)其因果性無(wú)法給予進(jìn)一步的驗(yàn)證。因病致貧、因病返貧會(huì)極大降低個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，這一內(nèi)生性問(wèn)題，后續(xù)我們會(huì)努力獲取更多年份的追蹤數(shù)據(jù)予以解決。第二，缺乏跨時(shí)空、跨地域的比較研究。由于單一年份數(shù)據(jù)，缺乏國(guó)家政策實(shí)施、社會(huì)結(jié)構(gòu)變遷等方面的動(dòng)態(tài)研究，因而無(wú)法顯示隊(duì)列時(shí)期的影響特征；同時(shí)，本研究的對(duì)象僅是居住在城市的獨(dú)居老人，對(duì)存在的城鄉(xiāng)差異尚未進(jìn)行探索，由于我國(guó)存在明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征，對(duì)地域異質(zhì)性的研究將有助于對(duì)一般規(guī)律的總結(jié)。未來(lái)在進(jìn)行相關(guān)研究時(shí)，對(duì)這些問(wèn)題更加注重深入探討。

總之，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，獨(dú)居老人健康水平得以顯著提升，但經(jīng)濟(jì)地位帶來(lái)的老年期健康差異也表現(xiàn)明顯。我國(guó)不同性質(zhì)行業(yè)的勞動(dòng)者就業(yè)時(shí)的工資待遇、退休后的養(yǎng)老金以及其他福利待遇差距，很大程度上造成了獨(dú)居老人老年期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的差異。健康保障作為社會(huì)基本需求，被公認(rèn)為是每一個(gè)現(xiàn)代化國(guó)家的公民基本權(quán)益。這賦予了政府為每位社會(huì)成員抵御風(fēng)險(xiǎn)提供基礎(chǔ)性保障的責(zé)任，并且這種權(quán)益的享受應(yīng)與職業(yè)、身份、地位等附加條件無(wú)關(guān)。因而，當(dāng)下獨(dú)居老人健康支持政策應(yīng)重視縮小社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位帶來(lái)的健康差距。

同時(shí)，獨(dú)居養(yǎng)老的普遍性與疾病譜系的轉(zhuǎn)變，當(dāng)前社會(huì)存在大量老年家庭贍養(yǎng)需求。盡管社會(huì)養(yǎng)老體系逐步發(fā)展，但短期內(nèi)家庭養(yǎng)老模式仍發(fā)揮著關(guān)鍵的作用。對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的獨(dú)居老人而言，自身養(yǎng)老能力本身較弱，而得到的代際支持反而較少。因此，未來(lái)養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)與政策制定對(duì)這部分群體應(yīng)優(yōu)先考慮。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)影響?yīng)毦永先说慕】邓?，且這種影響可以通過(guò)其子女代際支持行為的變化發(fā)揮作用。倘若僅關(guān)注社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的健康效應(yīng)而忽視代際支持行為背后隱藏的關(guān)鍵信息，那么獨(dú)居老人晚年健康福利仍舊無(wú)法得以保障。因此，應(yīng)從僅注重個(gè)體健康福利延伸到對(duì)其代際家庭的關(guān)注，承認(rèn)家庭照料者的社會(huì)價(jià)值，嘗試開(kāi)展以家庭為整體的扶持政策，讓“家”真正成為獨(dú)居老人安享晚年的港灣。