居住模式如何影响老年人的幸福感？，本文主要内容关键词为：老年人论文,幸福感论文,模式论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
自改革开放以来，中国经济延续高速增长的轨迹，2012年人均GDP达到6 100美元，现跻身中等收入国家的行列。随着物质生活的改善，政府、民众与学者将更多焦点转移至如何追求精神层面的幸福与富足(邢占军，2011；刘军强等，2012)，例如，2012年中央电视台关于“你幸福吗”的调查引发了民众广泛而持久的热议。与此同时，中国正经历着快速的人口老龄化进程：2011年，65岁及以上老年人口占总人口的比重达到9.12%，成为世界上唯一一个老年人口超过1亿的国家。在此背景下，如何提升老年人的幸福感尤显重要，它不仅关乎1亿多老龄人口切身的生活福利和养老质量，也牵涉到社会的和谐与共、长治久安。然而，现实情况并不乐观。北京心理危机研究与干预中心的研究显示，我国老年人正面临严重的幸福感危机：老年人的自杀率远高于青少年①。例如，2011年我国85岁以上城镇与农村老人的自杀率分别高达39/10万和93/10万，而25—29岁城镇与农村青年人的自杀率分别为2.6/10万和4.2/10万②。老年人自杀的主要诱因为生活孤独、抑郁焦虑等精神问题。
紧随其后的一个问题便是：如何有效改善老年人的幸福感，缓解其抑郁情绪？已有文献和现实生活经验表明，居住模式与老年人的幸福感密切相关。老年人在退休后与社会的交往渐趋疏离，与家庭尤其是子女的纽带则更显弥足珍贵。中国传统的多代同堂居住模式，是老年人与子女互动交流的重要载体，能够有效纾解老年人的孤独感和负面情绪，提高老年人的主观幸福感。我们根据中国老年健康影响因素跟踪调查2005年数据计算了不同居住模式下老年人抑郁倾向和生活满意度③的年龄变化趋势。如图1所示，各年龄段空巢老人(老年夫妇户或老人一人户)中遭受抑郁情绪困扰的比例均高于多代同堂的老年人；在生活满意度方面，空巢老人也同样处于明显劣势。
图1 不同居住模式下老年人幸福感的年龄趋势
然而近二十年来，由于生育率下降、迁移频繁和价值观转变等主客观因素，多代同堂家庭比例逐渐下降，空巢现象日益凸显。中国“城乡老年人口追踪调查”的数据显示，2006年，我国城乡空巢老年家庭所占的比例分别达到49.7%和38.3%，大中城市的空巢比例更是高达56.1%。2013年7月1日起中国施行的《老年人权益保障法》，首次将“常回家看看”写入法律，要求与老年人分开居住的家庭成员，应当经常看望或者问候老人，不常看望老人属于违法。该法令暗含的假设是空巢已成为老年人之殇，挫伤了老年人的幸福感。这一假设是否成立仍需经由严谨的实证检验。
目前，有关居住模式与老年幸福感的文献相对有限，且侧重于两者之间相关关系的探讨。周建芳等(2008)、张河川等(2010)分别利用上海市虹口区与云南省昆明市的老年人调查数据，发现相对于非独居老人，独居老人的抑郁情绪明显更为严重，幸福感和生活充实度显著较低。Silverstein et al.(2006)基于安徽农村60岁以上老年人调查数据的研究发现，与空巢老人相比，三代同堂家庭中老人的抑郁症状显著减轻，幸福感显著提高。多代同堂模式对于老年幸福感的保护性效应可能有多方面的原因。从物质层面看，多代同堂家庭中子女为老年父母提供经济保障与生活照料，这在欠发达国家和地区显得尤为重要(Rahman，1999)。从精神层面看，多代同堂家庭强化了老人与子女的互动交流，并传递了亲情和孝道观念(Silverstein et al.，2006)。然而也有文献得出不一致的结论。例如，An et al.(2008)对韩国女性老人的研究发现，与未婚子女同住的老年人的幸福感评分显著低于仅与配偶同住的空巢老人。又比如，Hughes and Waite(2002)基于美国健康与养老跟踪调查数据，在控制老人在基期的健康状况后，相对于只与配偶同住的空巢老人控制组，与子女同住的老人在下一期的抑郁症状明显加重。
现有实证研究仍存在几个悬而未决的问题。一是未能克服自变量居住模式的内生性问题，因而难以识别居住模式对老年人幸福感的因果影响。内生性问题来源于模型中不可观测的遗漏因素，例如老年人的个性、人生观等。天性乐观独立的老年人更倾向于选择与子女分开居住，同时其幸福指数也可能更高。在此情形下，若将居住模式仍视作外生变量，居住模式对老年幸福感的影响则会有明显的偏误。二是，现有文献尚未通过实证数据检验居住模式对老年幸福感的影响渠道。如果空巢挫伤了老年人的幸福感，那么到底是因为空巢老人无法获得充分的经济保障和医疗救助，还是因为他们的精神需求难以得到满足？对这一问题的回答，可以使政府对于空巢老人的民生关怀更为有的放矢。
针对上述的研究不足，本文将利用中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)2005年数据，力图解决如下三个问题：第一，采用工具变量方法克服居住模式的内生性问题，系统分析居住模式对老年人幸福感的因果影响。第二，空巢对于在婚老人而言意味着与配偶两人同住，但对于丧偶、离异和未婚老人而言则意味着老人一人独居。因此，我们将进一步探讨，对于不同婚姻状态的老年人，居住模式对老年幸福感的影响是否存在异质性。第三，剖析居住模式对老年人幸福感影响的渠道与机制。本文旨在为老年人幸福感的改善提供有力的实证依据，从而有助于政府因地制宜地设计和实践行之有效的老年人民生关怀措施，缓解老年人群的精神危机。
本文其余章节安排如下：第二部分是研究方法；第三部分介绍数据来源、变量设定以及描述性统计；第四部分报告实证分析结果；最后一部分为结论与政策建议。
二、研究方法
如前文所述，在探讨居住模式对老年幸福感的因果影响时，自变量与因变量可能同时受到第三方不可观测因素(个性、人生观等)的影响，使用OLS估计会导致系数估计的“遗漏变量”偏误。因此，本文将使用工具变量方法消除自变量的内生性，采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计。有效的工具变量要符合两条原则：一是与内生自变量高度相关；二是与回归方程的随机扰动项不相关。
本文拟采用两个工具变量。第一个是老人的第一胎为儿子，且该儿子存活至今。对于样本中65岁以上老人，他们处于育龄期时，中国尚未实行计划生育政策，而且性别选择技术也尚未成熟。因此，第一胎的性别可以认为是随机事件(Bedard and Deschenes，2005；Lundberg，2005)。同时，根据中国由长子养老的传统价值取向，当第一胎为男孩且存活至今，老人选择空巢模式的可能性便相对较小。第二个是存活子女中女儿的比例。随着女性社会经济地位的逐步提高以及观念的逐渐转变，女儿越来越多地在生活照料和精神慰藉方面扮演更重要的角色，因而女儿比例较高的老年人与子代合住的可能性更高。回归模型的表述如下：
三、数据来源与变量描述
(一)数据来源
本文的数据来源于北京大学与美国杜克大学联合组织的中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)。CLHLS基线调查始于1998年，并于2000、2002、2005年分别进行了跟踪调查。该调查采用多阶段分层抽样方法，在中国具有代表性的22个省、市和自治区中④，随机抽取一半的县、市或市辖区进行入户访问。调查区域总人口为9.85亿，覆盖了全国85.3%的人口。1998年和2000年调查对象是80岁及以上的高龄老人，自2002年调查又新增了65—79岁的低龄老人。调研内容涵盖了老年人的社会人口学特征、幸福感与健康状况、居住模式、经济来源和医疗保障等丰富的信息。
本文采用CLHLS 2005年的截面数据。2005年入户调查包括15 638位65岁及以上老年人。由于CLHLS调查中入住养老院的老人比例很低，仅占2.7%。因此，我们将关注点放在居家养老的老年人。与此同时，本文的研究重点为与子女合住的老人和空巢老人在幸福感方面的差异，因而并未包含304名与父母、兄弟姐妹及其他亲友居住，但未与子女同住的老人。最后，在剔除了关键变量有缺失值的样本后，最终样本包括14 809位老年人。
(二)变量测度
幸福感是一个综合的、多维度的概念，本文采用两个指标度量幸福感。第一个是抑郁倾向指标，这是一个负向指标，刻画了老年人的不幸福程度。老年跟踪调查中很难通过专业医疗机构对每一位被访老人的抑郁症状进行诊断，而是通过设计一系列的量表来度量老人的抑郁倾向。CLHLS调查的抑郁倾向量表包含三个问题：“您是否经常感到紧张、害怕”，“您是否经常感到孤独”，“您是否经常觉得越老越不中用”。如果老人对上述三个问题中的至少一个回答为“是”，则界定该老人“有抑郁倾向”；否则，判定老人“无抑郁倾向”。第二个指标更广泛地被使用，即在问卷中设置问题“您觉得现在的生活怎么样”，直接刻画老年人的幸福感。1972年以来的美国综合社会调查、世界价值观调查、盖洛普调查和中国综合社会调查中均采用了这一问项(刘军强等，2012)。回答分为五个等级：很好、好、一般、不好、很不好。分析时将回答“很好”或“好”者视为“生活较满意”，而将回答“一般”、“不好”或“很不好”者视为“生活不太满意”。
关键自变量是居住模式，分为多代同堂模式(赋值为1)和空巢模式(赋值为0)。多代同堂模式包括老年人与子女、孙子女同住的三代家庭，老年人仅与子女同住但不与孙子女同住的两代家庭，以及老年人仅与孙子女同住但不与子女同住的隔代家庭。为了表述简便，后文将以上三种情况统称为“与子女同住”或“多代同堂模式”。空巢定义为老年人一人居住或者只与配偶同住，也即“纯老户”。
控制变量包括三类：(1)老年人的社会人口学特征，如年龄、性别、民族、城乡居住地、受教育程度、有无养老保险以及婚姻状况。(2)老年人的健康状况：反映躯体健康的日常生活自理能力(activities of daily living，ADL)和器具性日常生活自理能力(instrumental activities of daily living，IADL)，由简易认知能力检查量表(mini-mental state examination，MMSE)检测的认知功能⑤。(3)地区因素：21个省的虚拟变量。
(三)变量描述
本文所使用的2005年数据共包含14 809位65岁及以上老年人，其中空巢老人所占比例为32.8%。表1为模型中变量的统计描述。与空巢老人相比，与子女同住的老年人抑郁倾向较低，生活满意度较高。从控制变量看，空巢老人明显更年轻，而且男性、汉族、非文盲、在婚、享受养老保险的比例均更高。同时，空巢老人在ADL，IADL和MMSE方面均具有明显优势，这可能是选择性的结果，即健康的老人才能够选择独立居住，而身体孱弱的老人需要子女陪护。
四、实证分析结果
(一)居住模式对老年人幸福感的影响
1.居住模式对老年人抑郁倾向的影响
本节首先分析居住模式对老年人抑郁倾向的影响。表2的第1列采用Probit模型，假设居住模式为外生变量。估计结果显示，与子女合住能明显降低老人抑郁的可能性，然而这仅仅反映了居住模式与老年抑郁倾向之间的相关关系。
第2列采用工具变量方法解决居住模式的内生性问题。一阶段回归中两个工具变量对内生变量均有显著的正向影响，符合分析的预期，即第一胎为男孩的老人，以及存活子女中女儿比例较高的老人，与子女同住的可能性均显著较高。根据Staiger and Stock(1997)建议的经验法则，一阶段回归中两个工具变量联合显著性检验的F值是否大于10，可以作为弱工具变量的评判标准。如果存在弱工具问题，在有限样本情况下2SLS估计也难以矫正系数估计的不一致性。在该回归中，F值达到25.2，可判定不存在弱工具问题。二阶段回归中，居住模式变量的系数仍显著为负，但绝对值明显增大：与子女合住老人抑郁的可能性相对于空巢老人低35.9个百分点。可见，如果不考虑内生性问题，多代同堂模式对老年人抑郁倾向的改善作用存在明显的低估，遗漏变量是造成系数偏误的重要原因：天性独立乐观的老人更偏好独居，他们表现出抑郁倾向的可能性也较低。与已有的研究结论相比，美国的研究发现与子女同住的老人其抑郁症状并没有显著改善甚至有恶化趋势(Hughes and Waite，2002)，这可能是源于老人独立性丧失而引发的自尊心受损；然而Zunzuneguia et al.(2001)针对家庭观念浓厚的西班牙的研究，以及Silverstein et al.(2006)针对安徽农村的研究均与本文得出了一致的结论。
第4列和第5列分别基于有偶老人与无偶老人子样本进行2SLS估计。回归结果显示，与子女合住显著缓解了无偶老人(丧偶、离异或未婚老人)的抑郁倾向，然而对有偶老人的抑郁情绪并无显著影响。对于独居无偶老人而言，同住的子女能有效排解其孤独寂寞的负面情绪；而对于空巢的有偶老人，配偶仍是其重要的照料资源与精神支柱，因此子女无法陪伴在旁对其幸福感的冲击相对较弱。
从控制变量看，平均而言年龄越长的老年人的抑郁倾向反而更低，换言之乐观的生活态度也是老人高寿的重要因素。老年人的抑郁倾向并无显著的性别差异，但在分样本回归中，女性独居老人的抑郁情绪相对于男性独居老人更为明显。农村老年人的抑郁倾向更为严重，这也解释了为什么农村老人自杀率明显高于城镇老人。以教育、养老保险衡量的社会经济地位能显著降低老人的抑郁倾向。无偶老人产生抑郁倾向的可能性明显高于有偶老人，这与以往的研究发现一致，陈华帅(2010)发现丧偶对老人抑郁倾向的影响会持续3—5年。健康状况的恶化，如生活无法自理和认知功能受损，也是激发抑郁情绪的重要诱因。
2.居住模式对老年人生活满意度的影响
接下来，我们将进一步分析居住模式对老人生活满意度的影响。表3第1列仍将居住模式视作外生变量，Probit模型估计的边际效应表明，与子女合住的老年人生活满意度显著较高。第2列考虑了居住模式的内生性问题，一阶段回归中两个工具变量对内生自变量均有显著正向影响。二阶段回归结果显示，与子女合住明显提升了老人的生活满意度，且2SLS估计系数大于Probit估计的边际效应，这同样是源自遗漏因素的作用。周建芳等(2008)对上海老年人的研究以及Silverstein et al.(2006)对安徽老年人的研究均验证了本文的结论。第4与第5列的回归结果说明，子女陪伴对在婚老人的生活满意度并无积极影响，但能有效改善无偶老人的生活满意度。这一发现与表2的结果相一致：空巢无偶老人的幸福感最弱。
从控制变量看，年龄对老人生活满意度有显著的正向影响，这意味着在控制健康状况后，高寿的老年人反而对自己的生活更为满意。女性有偶老人的生活满意度明显高于男性有偶老人，但无偶老人的生活满意度并不存在明显的性别差异。民族、居住地与受教育程度对生活满意度并无显著影响。养老保险能明显改善老年人的生活满意度，老有所养是老人晚年生活幸福的重要根基，这夯实了扩大养老保险覆盖面的施行依据。在婚老人的生活满意度明显较高，印证了老有所依的重要性。良好的躯体健康与认知能力能有效改善老人的生活满意度，而疾病增多、健康恶化也是老年人自杀的重要原因之一。
(二)居住模式对老年人幸福感的影响渠道
上一节已经验证了多代同堂模式能有效缓解老年人的抑郁倾向、改善其生活满意度，但居住模式对老年人幸福感的影响渠道尚未明确。以往文献大多停留在描述层面阐释影响的机制，缺少严谨的实证分析。本节将通过实证分析检验三种可能的影响渠道：一是充分的物质保障，即多代同堂家庭中子女给予父母更多经济支持，消除老人对生活困窘的担忧，从而增强其幸福感。本文并未采用“去年老人的家庭人均收入”度量其物质生活水平。原因之一是各地物价差异悬殊，收入水平的横向比较意义不大；原因之二是老人自报的人均收入测量误差可能较大。我们改用相对收入来反映老人的生活充裕程度，即基于问卷中的问题“您的生活在当地是否属于比较富裕”。二是及时的医疗救助，子女与老人合住时更易觉察老人身体的不适，带他们及时就诊，从而减少老人因健康恶化而造成的抑郁、低落情绪。医疗服务可及性的指标基于问卷中的问题“您患病时能否得到及时治疗”。三是精神慰藉，即在多代同堂家庭中，老人能更多地与人交流、倾诉心事、宣泄负面情绪，从而幸福指数提高。精神慰藉的度量是基于问卷中的问题“您平时是否能找到人聊天或倾诉心事”。
检验影响渠道的基本想法是，如果多代同堂模式通过以上三种渠道提升老人的幸福感，那么在回归方程中控制生活水平、医疗服务利用率和精神慰藉的渠道变量后，与子女合住对幸福感的正向影响将会缩小。表4第1列报告了没有控制三个渠道变量的2SLS估计系数，这分别与表2和表3报告的多代同堂模式对抑郁倾向与生活满意度的影响相同。第2列的回归进一步控制了相对生活水平，居住模式对抑郁倾向和生活满意度的影响分别下降了25.1%和30.0%，但系数仍然显著。第3列控制医疗服务可及性之后，与子女合住的老人在正面情绪(无抑郁倾向)和生活满意度方面的优势分别减少了22.6%与21.2%，系数也依然显著。第4列的结果显示精神慰藉并没有显著缓解老人的抑郁倾向，但明显改善了老人的生活满意度。在控制精神慰藉变量后，多代同堂模式对老人生活满意度的促进作用下降了8.7%。第5列的工具变量回归中则同时控制了三个渠道变量，与子女合住对老人抑郁倾向的抑制作用不再显著，但对其生活满意度仍有积极的促进作用，但系数相比第1列的结果缩小了42.4%。
由此可见，多代同堂模式之所以能够有效提升老人的幸福感，很大程度上是因为老人能获得更充足的物质保障、更及时的治疗以及更通畅的情绪宣泄渠道。与此同时，即便在控制以上三个渠道变量之后，子女的陪伴依然能够直接改善老人的生活满意度。
五、结论与政策建议
随着社会的发展与观念的转变，作为老人晚年生活主要场所的家庭，正在经历结构性的转变：多代同堂的居住模式更多地被空巢模式所替代。这一现象触发了政府与社会对老年人幸福感危机的担忧：子女与老人居住空间的分离，是否疏远了彼此间的代际支持与情感纽带，从而挫伤了老年人的幸福感？本文基于中国老年健康影响因素跟踪调查2005年的数据，系统考察了居住模式对老年人幸福感的因果影响以及影响的渠道。本文的研究结果发现：(1)多代同堂模式能有效缓解老年人的抑郁倾向，改善老人的生活满意度。(2)空巢的在婚老人并没有表现出明显的幸福感危机，配偶的陪伴很大程度上能够弥补子女不在身旁的缺憾，为老人提供重要的经济与精神支柱。然而，与子女合住能够显著改善丧偶、离异和未婚老人的幸福感，换言之独居老人的幸福感缺失尤其值得关注。(3)从影响渠道看，多代同堂模式改善了老年人的物质保障、医疗服务可及性与情绪宣泄渠道，从而有效增进了老年人的幸福感。
本文丰富并拓展了前人的研究，主要贡献有两方面：第一，现有文献停留在分析居住模式与老年幸福感的相关关系。虽然多数研究支持空巢老人的幸福感偏低，但他们的结果很可能低估了空巢对老年人幸福感的危害，因为个性乐观独立的老人在选择独立居住的同时也更可能报告较高的幸福指数，从而部分抵消了空巢与幸福感之间的负相关。本研究首次尝试采用工具变量方法识别居住模式对老年人幸福感的因果效应。我们发现在克服内生性问题之后，多代同堂模式对老人幸福感的改善效应大幅提高，换言之，空巢对老年人幸福感的负面冲击更为明显。第二，本文基于实证数据检验了居住模式对老年幸福感的影响渠道：子女的陪伴有助于实现老有所养、病有所医、老有所乐，从而显著提升老年人的幸福感。如果未来需要以社会养老服务替代家庭养老，不仅要给予空巢老人经济保障和医疗救助，同样也要注重老人精神层面的需求。
随着老龄化进程的加速，老年人幸福指数的提高受到多方面的高度关注。中国政府在近十年来一直致力于老年友好型社会的建设，例如多地为老年人减免新型农村合作医疗保险的参合费用⑥，2009年和2011年分别启动并积极推进新型农村社会养老保险和城镇居民养老保险。在社会大环境渐趋改善之时，家庭对于活动范围日益缩减的老年人而言，依旧是生活重心的最后阵地，与幸福指数紧密相连。空巢老人，尤其是独居老人，遭遇的幸福感危机成为老龄化社会的一种伤痛。2013年7月施行的“常回家看看”的新政并非是摇旗呐喊，而是肩负着改善老年父母福祉的重任。除了法律的规范，中国政府还可以通过经济激励或者优化的住宅设计等方式鼓励和倡导子女与父母就近居住。例如，韩国针对赡养老人5年以上的三代同堂家庭，子女在继承遗产时政府将减免90%的税收额。又比如日本热捧“一碗汤距离”的原则，即父母与子女两家之间的距离最好是“煲完一碗汤送过去刚好不凉”，为此许多住宅设计中融入这一理念，将年轻人偏好的户型与适合老年人居住的户型结合在一个小区。这一系列的举措将加强代际之间的纽带，切实增进老年人的幸福感和养老质量。
①http://news.ifeng.com/gundong/detail_2012_09/10/17472439_0.shtml.
②数据来自于《中国卫生统计年鉴2012》。
③关于“抑郁倾向”和“生活满意度”的准确含义参见下文第三部分。
④22个省、直辖市和自治区为辽宁、吉林、黑龙江、河北、北京、天津、山西、陕西、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、湖南、广东、广西、四川和重庆。
⑤ADL包含洗澡、吃饭、穿衣、上厕所、控制大小便、室内移动这六项活动。如果老人能够独立完成这六项活动则定义为“ADL完好”(赋值为1)，如果有至少1项活动部分或完全依赖他人的帮助完成则定义为“ADL受损”(赋值为0)。IADL包含八项活动：独自到邻居家串门，独自外出买东西，独自做饭，独自洗衣服(可借助于洗衣机)，连续走二公里路，提起大约十斤重的东西，连续蹲下站起三次，独自乘坐公共交通工具出行。如果老人能够独立完成上述八项活动，则视为老人“IADL完好”(赋值为1)；若有任何一项活动需借助他人帮助才能进行，则视为“IADL受损”(赋值为0)。MMSE量表共包含24个问题，涵盖了定向能力，反应能力，注意力及计算能力，记忆力，语言、理解及自我协调能力这五方面的认知功能。MMSE的分值范围为0—30分，根据国际上通用的标准，将0—23分定义为“认知功能受损”(赋值为0)，24—30分定义为“认知功能良好”(赋值为1)。
⑥北京市60岁以上老人的新农合参合费用由户籍所在区县财政给予全额资助；上海市宝山区对60岁以上老人的新农合参合缴费减免50%；松江区、镇两级财政对浦南地区参合老年人各补贴每人每年100元；江苏徐州、山东聊城和临沂等地免除农村70岁以上老年人的新农合参合费用。