農(nóng)村空巢老人主觀福利-經(jīng)濟(jì)支持還是情感支持

農(nóng)村空巢老人主觀福利-經(jīng)濟(jì)支持還是情感支持農(nóng)村空巢老人主觀福利:經(jīng)濟(jì)支持還是情感支持

中圖分類號(hào)：F328文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1009-055X〔2022〕06-0026-09

doi：10.19366/jki.1009-055X.2022.06.005

一、引言及文獻(xiàn)回憶

“空巢老人〞通常是指子女因工作、學(xué)業(yè)、婚姻等原因長(zhǎng)期離家或家中無(wú)子女而獨(dú)守“空巢〞的老年人。伴隨著人口快速老齡化，家庭的核心化與小型化，中國(guó)空巢老人問題愈加突出。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局頒布的?2022年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)開展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2022年中國(guó)60周歲及以上老年人共2.22億，占總?cè)丝诘?6.1%。國(guó)家衛(wèi)計(jì)委發(fā)布的?中國(guó)家庭開展報(bào)告〔2022年〕》那么顯示空巢老年人已占老年人總數(shù)的一半，其中獨(dú)居老人占老年人總數(shù)的10%?？粘怖先瞬粌H經(jīng)歷著身體機(jī)能衰退等生理障礙，同時(shí)由于子女不在身邊，也面臨著物質(zhì)層面的贍養(yǎng)不足以及精神層面的寂寞與孤獨(dú)，這極大地影響了這局部人群的生活質(zhì)量。因此，空巢老人的心理健康狀況比一般老年人更差[1-3]，抑郁狀況更加嚴(yán)重[4，5]，生活稱心度更低。[6]由于農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)落后，文化設(shè)施和文化活動(dòng)相對(duì)匱乏，以及養(yǎng)老保障力度有限，農(nóng)村空巢老人相對(duì)于城市空巢老人面對(duì)的養(yǎng)老難題更加復(fù)雜嚴(yán)峻。其中一點(diǎn)尤為明顯，即農(nóng)村勞動(dòng)力的大量外流使得農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的根底開始發(fā)生轉(zhuǎn)變，加大了農(nóng)村老年人尤其是空巢老人的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，撫育孫輩以及人情往來(lái)的壓力和負(fù)擔(dān)。

在農(nóng)村社會(huì)保障體系還未完善，正式社會(huì)支持力度還有限的情境下，目前中國(guó)農(nóng)村老年人的養(yǎng)老方式仍是以家庭養(yǎng)老為主。家庭支持對(duì)農(nóng)村老年人，尤其是農(nóng)村空巢老人的主觀福利有不可替代的作用。[7]則現(xiàn)階段提高農(nóng)村空巢老人主觀福利更需要的是家庭經(jīng)濟(jì)支持還是情感支持？何種類型的農(nóng)村老巢老人對(duì)家庭支持需求最為迫切？接下來(lái)，本文將試圖答復(fù)上述問題。這對(duì)改良農(nóng)村養(yǎng)老效勞體系，提高空巢老年人生活質(zhì)量具有重要意義。

家庭支持是老年人接受的非正式社會(huì)支持的核心，可分為實(shí)際支持〔receivedsupport〕和領(lǐng)悟性支持〔perceivedsupport〕，實(shí)際支持指家庭其他成員對(duì)老年人在物質(zhì)和經(jīng)濟(jì)上的援助及效勞，領(lǐng)悟性支持那么是指老年人接受家庭其他成員、精神和情緒上寬慰的主觀判斷[8]，按照這種分類的含義，我們也可將家庭支持大致分為經(jīng)濟(jì)支持和情感支持，前者是家庭其他成員對(duì)老人的轉(zhuǎn)移支付，后者那么主要是家庭其他成員看望、通訊及生活照料等。主觀福利那么是個(gè)體對(duì)其精神生活和物質(zhì)生活的評(píng)價(jià)[9]，通常是指心理健康水平、主觀幸福感或生活稱心度。[10-11]其中，心理健康水平是對(duì)精神生活的主觀評(píng)價(jià)，而主觀幸福感和生活稱心度那么表示精神生活和物質(zhì)生活的綜合評(píng)價(jià)。

目前在關(guān)于家庭支持與老人主觀福利關(guān)系的研究中，多數(shù)認(rèn)同家庭支持的增益作用。張文娟和李樹茁〔2022〕指出，子女提供的經(jīng)濟(jì)支持滿足了老人因經(jīng)濟(jì)和生理狀況惡化產(chǎn)生的需求，從而有助于老人的心理健康和生活稱心度。[12]王萍和高蓓〔2022〕發(fā)現(xiàn)，子女的經(jīng)濟(jì)支持和情感支持均能減緩老人認(rèn)知功能的衰退，改善心理福利。[13]陶裕春和申昱〔2022〕認(rèn)為，子女是家庭中的核心成員，其經(jīng)濟(jì)支持是老年人晚年的根本生活保障，有利于降低老人的日常生活壓力，子女與老人的情感交流有助于減少老年人的孤獨(dú)感、分擔(dān)和排解老人的負(fù)面情緒。[14]張騎和王玲鳳〔2022〕對(duì)浙江的1250例城市空巢老年人進(jìn)行調(diào)查，發(fā)現(xiàn)子女經(jīng)濟(jì)支持以及情感支持對(duì)空巢老人的心理健康均有顯著正向影響。[15]Leungetal.〔2022〕基于臺(tái)灣507位城市老年人數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得出，情感交流和精神寬慰比經(jīng)濟(jì)上的幫忙對(duì)老人心理健康的增益作用更加明顯。[16]吳海盛〔2022〕針對(duì)江蘇省農(nóng)戶的微觀調(diào)查研究結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)支持主要來(lái)源于配偶及子女，子女的精神慰藉令農(nóng)村老人生活稱心度更高。[17]

概括而言，目前絕大多數(shù)研究顯示家庭支持對(duì)農(nóng)村老人的主觀福利有正向影響，關(guān)于家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持對(duì)老年人主觀福利影響差別的研究較少，以農(nóng)村空巢老人為研究對(duì)象的文獻(xiàn)更為零星，且以上研究未考慮家庭支持與老年人主觀福利間的內(nèi)生性，存在有效性和可靠性的問題。此外，已有相關(guān)研究所得結(jié)果多數(shù)基于區(qū)域性小樣本數(shù)據(jù)，其結(jié)果的適用性和地域代表性有限。因此，文章基于2022年和2022年覆蓋28個(gè)省150個(gè)縣的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查〔CHARLS〕數(shù)據(jù)，首先采用線性概率模型〔LPM〕初步判斷家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感與空巢老人主觀福利的關(guān)系，而后運(yùn)用遞歸多變量Probit模型〔RecursiveMultivariateProbit〕參加相應(yīng)工具變量進(jìn)行估計(jì)試圖克服可能存在的內(nèi)生性問題，進(jìn)而得到家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持對(duì)空巢老人主觀福利影響的一致估計(jì)。在此根底上進(jìn)一步研究在不同空巢老人特征上這種影響的差別，得出提高農(nóng)村空巢老人主觀福利的有效措施。

二、數(shù)據(jù)描述與實(shí)證策略

〔一〕數(shù)據(jù)來(lái)源

文章所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2022年和2022年的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查〔CHARLS〕數(shù)據(jù)。CHARLS是目前我國(guó)唯一以中老年人為調(diào)查對(duì)象的大型家戶調(diào)查，其調(diào)查對(duì)象是隨機(jī)抽取的家庭中45歲及以上的居民，調(diào)查內(nèi)容包括家戶信息、被訪者健康狀況和功能、醫(yī)療保健與保險(xiǎn)、工作、退休和養(yǎng)老金以及收入、支出與資產(chǎn)等情況。CHARLS調(diào)查每?jī)赡赀M(jìn)行一次，全國(guó)基線調(diào)查于2022―2022年進(jìn)行，覆蓋28個(gè)省150個(gè)縣，約1萬(wàn)戶家庭中的1.7萬(wàn)人，2022年CHARLS進(jìn)行了首次追蹤調(diào)查。由于研究對(duì)象為農(nóng)村空巢老人，根據(jù)定義，為體現(xiàn)子女的長(zhǎng)期離家的特征，在數(shù)據(jù)中保存60歲及以上的不與子女同住且居住距離至少為本縣/市的其他村莊，或無(wú)子女的農(nóng)村空巢老人樣本。剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本后，最終得到樣本數(shù)量為8549個(gè)。〔二〕模型設(shè)定與變量表明

1.模型設(shè)定

文章的根本回歸模型如下：

SWit=β0+β1FSit+β2ESit+β3Xit+εit〔1〕

式〔1〕中，SWit代表第i個(gè)空巢老人在第t期的主觀福利，選取有無(wú)抑郁病癥和生活是否稱心。FSit和ESit分別表示第i個(gè)空巢老人在第t期家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持，分別選取有否經(jīng)濟(jì)支持和情感支持測(cè)度。Xit為一系列隨時(shí)間變化的控制變量。εit為個(gè)人層面的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。當(dāng)因變量為虛擬變量時(shí)常用的計(jì)量模型包括Probit、Logit、LPM模型等。由于在面板數(shù)據(jù)中采用固定效應(yīng)Probit或者Logit模型所得估計(jì)系數(shù)有偏[18]，故采用線性概率模型〔LPM〕初步判斷家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持與農(nóng)村空巢老人的主觀福利的關(guān)系。

以上為不考慮內(nèi)生性時(shí)的模型形式，如模型中存在內(nèi)生性，上述模型的關(guān)鍵自變量估計(jì)量將有偏且不一致，因此采用帶工具變量的遞歸多變量Probit模型進(jìn)行估計(jì)。一方面，由于農(nóng)村空巢老人的主觀福利與家庭經(jīng)濟(jì)支持以及情感支持并不相互獨(dú)立，因此這些方程組的誤差項(xiàng)極有可能相關(guān)，比方由于子女工作生活繁忙等原因，在其自身時(shí)間資源分配中，更多地將時(shí)間用于工作來(lái)獲取更多的經(jīng)濟(jì)回報(bào)，以求更好地贍養(yǎng)老人及撫育下一代，因而在老人的家庭支持中，出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)支持削弱、替代情感支持的現(xiàn)象。[19-20]如此，分別以家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持為因變量的方程間的誤差項(xiàng)相關(guān)的可能性很高，而多變量Probit模型那么允許方程之間的誤差項(xiàng)相關(guān)，可以很好地解決這方面問題。另一方面，考慮到家庭支持與農(nóng)村空巢老人主觀福利間可能存在的雙向因果關(guān)系或者由其他不可觀測(cè)因素共同影響，參照已有研究的做法[21-22]，對(duì)兩個(gè)關(guān)鍵自變量參加工具變量并進(jìn)行聯(lián)立估計(jì)以求糾正這一方面的內(nèi)生性。具體模型可以由下列方程組表示：

SW*it=β0+β1FSit+β2ESit+β3Xit+εit≥0[WB]〔2〕

FS*it=β0′+β1′IV1+β2′Xit′+εit′≥0[DW]〔3〕

ES*it=β0″+β1″IV2+β2″Xit″+εit″≥0[DW]〔4〕

式〔2〕～〔4〕式的因變量SW*it、FS*it和ES*it為不可觀測(cè)的潛變量，當(dāng)其大于0時(shí)，相應(yīng)結(jié)果變量SWit、FSit和ESit等于1，否那么結(jié)果變量等于0。所選取的工具變量需要滿足與其對(duì)應(yīng)的內(nèi)生變量顯著相關(guān)，但與誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)的條件。通過(guò)上述遞歸多變量Probit模型，可以得到家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持對(duì)農(nóng)村空巢老人主觀福利影響的一致估計(jì)。

2.變量表明與描述

〔1〕因變量

文章的因變量為農(nóng)村空巢老人的主觀福利，借鑒已有典型文獻(xiàn)的指標(biāo)選取[23，24]，采用有否抑郁病癥以及生活稱心度進(jìn)行衡量。抑郁病癥由CHARLS問卷中包含10個(gè)問題的簡(jiǎn)版抑郁自評(píng)量表〔CES-D10〕所得抑郁指數(shù)轉(zhuǎn)化得到。CES-D10量表具有較高的信度和效度[25]，量表中每個(gè)問題均有四個(gè)選項(xiàng)代表相應(yīng)程度的上下，一般從低到高分別賦值為0～3分，10個(gè)問題匯總即可得到最終的抑郁指數(shù)，其取值范圍為0～30分抑郁量表的10個(gè)問題包括：過(guò)去一周“我因一些小事而煩惱〞“我在做事時(shí)很難集中精力〞“我感到情緒低落〞“我覺得做任何事都很費(fèi)力〞“我對(duì)未來(lái)充斥希望〞“我感到膽怯〞“我的睡眠不好〞“我很愉快〞[ZZ〕]“我感到孤獨(dú)〞“我覺得我無(wú)法繼續(xù)我的生活〞。各個(gè)問題均有相同的四個(gè)選項(xiàng)，分別為：①很少或者基本沒有〔〔2〕自變量

家庭支持情況。CHARLS問卷關(guān)于家庭支持的變量包括子女經(jīng)濟(jì)支持、孫子女經(jīng)濟(jì)支持、子女看望、子女通訊聯(lián)系等，我們將家庭經(jīng)濟(jì)支持變量設(shè)為虛擬變量，農(nóng)村空巢老人去年收到過(guò)子女或者孫子女的轉(zhuǎn)移支付，那么賦值為1，否那么賦值為0。類似的，將家庭情感支持也設(shè)為虛擬變量，分為看望與通信兩類，按照兩者的特點(diǎn)進(jìn)行辨別，如子女看望頻率為每半年一次及以上，那么賦值看望變量為1，否那么賦值為0；如與子女通過(guò)打等方式通信的頻率為每月一次及以上，那么賦值通信變量為1，否那么賦值為0。具體變量表明和統(tǒng)計(jì)見表1，可見農(nóng)村空巢老人接收的家庭經(jīng)濟(jì)支持、家庭情感支持中的看望和通信的總體概率分別為76%、81%和56%。與2022年相比，2022年總體家庭經(jīng)濟(jì)支持概率大幅提高，增加了29個(gè)百分點(diǎn)，而家庭情感支持中看望頻率增長(zhǎng)有限，通信頻率提高了17個(gè)百分點(diǎn)。

控制變量。參考相關(guān)研究，選取的控制變量包括被訪者的人口統(tǒng)計(jì)特征、社會(huì)保障與家庭情況、初始健康狀況以及健康行為四方面。其中，人口統(tǒng)計(jì)特征包括性別、年齡、婚姻狀態(tài)、受教育程度、工資收入；社會(huì)保障與家庭情況包括有否醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、家庭人口規(guī)模；初始健康狀況與健康行為對(duì)應(yīng)有否慢性病和是否加入社交活動(dòng)。具體變量表明與統(tǒng)計(jì)見表1。

〔3〕工具變量

家庭經(jīng)濟(jì)支持的工具變量。借鑒Young和Chetna〔2022〕的做法[27]，將農(nóng)村空巢老人健在子女個(gè)數(shù)作為家庭支持中經(jīng)濟(jì)支持的工具變量。理論而言，空巢老人的主觀福利與其健在子女個(gè)數(shù)并無(wú)直接聯(lián)系，其福利取決于其子女的經(jīng)濟(jì)和情感支持，而空巢老人的健在子女個(gè)數(shù)越多，其接收到的子女轉(zhuǎn)移支付的概率將更大。因此，健在子女個(gè)數(shù)理應(yīng)滿足工具變量所需的相關(guān)性與外生性要求。家庭情感支持的工具變量。為區(qū)別家庭經(jīng)濟(jì)支持的工具變量，這里采用子女平均受教育程度作為情感支持工具變量。一方面，子女的受教育程度越高，更有可能樂于維系代際情感關(guān)系，提高看望和通信空巢老人的頻率。另一方面，空巢老人的主觀福利與子女的受教育程度并無(wú)直接關(guān)系，而與子女教育所衍生出的經(jīng)濟(jì)支持和情感支持直接相關(guān)。如此，子女的受教育程度也滿足工具變量的要求。

三、實(shí)證結(jié)果

〔一〕基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了家庭經(jīng)濟(jì)支持與情感支持與農(nóng)村空巢老人主觀福利關(guān)系的LPM模型估計(jì)結(jié)果。第〔1〕―〔2〕列與〔3〕―〔4〕列分別為以看望作為家庭情感支持變量的LPM模型和LPM固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，第〔5〕―〔8〕列與第〔1〕―〔4〕列所采用的模型相同，但選取的家庭情感支持變量為通信變量。

由基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果可知，無(wú)論選取的家庭情感支持變量是看望還是通信，以及是否選用固定效應(yīng)模型，家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持均與農(nóng)村空巢老人的抑郁病癥有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，同時(shí)顯著與農(nóng)村空巢老人的生活稱心度正相關(guān)。從各關(guān)鍵自變量發(fā)揮作用的大小來(lái)看，多數(shù)回歸結(jié)果支持家庭情感支持對(duì)老年人的抑郁病癥緩解作用和生活稱心度的增益效應(yīng)相對(duì)更大，即農(nóng)村空巢老人每年接受家庭經(jīng)濟(jì)支持對(duì)其主觀福利的邊際促進(jìn)作用可能并不如子女每半年的看望或每月的通信。

〔二〕遞歸多變量Probit模型估計(jì)

如前所述，單方程Probit模型所得估計(jì)量的無(wú)偏有效性依賴于模型設(shè)定不存在內(nèi)生性問題，一旦出現(xiàn)這一問題，以上模型的估計(jì)結(jié)果將是不可靠的。因此，接下來(lái)采用帶工具變量的遞歸多變量Probit回歸模型進(jìn)行估計(jì)以求解決這一問題。

表3報(bào)告了以看望作為家庭情感支持變量，最終因變量分別為抑郁病癥和生活稱心度的兩個(gè)遞歸多變量Probit回歸模型的協(xié)方差矩陣及似然比檢驗(yàn)結(jié)果，從該表數(shù)據(jù)可知，兩個(gè)方程組的似然比檢驗(yàn)χ2值分別為18.02和13.36，均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明兩個(gè)方程組中的各個(gè)方程間的誤差項(xiàng)存在相關(guān)性，這顯示了采用多變量Probit模型的合理性。同時(shí)，在方程間的協(xié)方差矩陣中，分別以看望與經(jīng)濟(jì)支持為因變量的方程誤差項(xiàng)顯著相關(guān)，這也合乎前述討論。

表4為以看望變量代表家庭情感支持，且?guī)Чぞ咦兞康倪f歸多變量Probit模型的回歸結(jié)果。在解釋回歸結(jié)果前，首先檢驗(yàn)工具變量選取的可靠性?？梢园l(fā)現(xiàn)，不管是以何種主觀福利度量方式的方程組中，包括健在子女?dāng)?shù)以及子女平均受教育程度均與相應(yīng)因變量有顯著的相關(guān)性，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。用于檢驗(yàn)工具變量的有效性似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示，最終因變量為抑郁病癥和生活稱心度的遞歸多變量Probit模型的似然比檢驗(yàn)χ2值分別為68.94和66.58，均在1%的顯著性水平上拒絕原若，表明參加工具變量有助于緩解內(nèi)生性問題。

從遞歸多變量Probit模型回歸結(jié)果來(lái)看，家庭經(jīng)濟(jì)支持和情感支持均能顯著提高農(nóng)村空巢老人的生活稱心度，比照兩者系數(shù)可知，家庭情感支持生活稱心度促進(jìn)作用更大。同時(shí)，家庭情感支持對(duì)農(nóng)村空巢老人的抑郁病癥有顯著的負(fù)向影響，而家庭經(jīng)濟(jì)支持的影響并不顯著。該結(jié)果與基準(zhǔn)估計(jì)所得結(jié)果根本一致。文章也以通信變量代表家庭情感支持限于篇幅，并未在文中報(bào)告，讀者如感興趣可向作者索取。下同。，采用帶工具變量的遞歸Probit模型進(jìn)行回歸估計(jì)，發(fā)現(xiàn)方程組的各方程間仍存在顯著的誤差項(xiàng)的相關(guān)性，估計(jì)結(jié)果與看望作為家庭情感支持變量的結(jié)果類似，家庭情感支持仍是改善農(nóng)村空巢老人的抑郁病癥，提高生活稱心度的相對(duì)更重要的支持方式。

[HT4〞F]〔三〕穩(wěn)健性檢驗(yàn)：家庭支持影響的異質(zhì)性

以上是將農(nóng)村空巢老人作為一個(gè)整體進(jìn)行的研究，但不能忽略因不同個(gè)體特征形成的異質(zhì)性，研究這一群體的異質(zhì)性有助于提高認(rèn)識(shí)問題的深入性和制定問題對(duì)策的針對(duì)性。因此，文章分別從性別、年齡、婚姻狀況等方面對(duì)樣本進(jìn)行了分組子樣本回歸。其中，年齡分為65歲下列和65歲及以上，前者表示退休初期，而后者表示退休中后期?；橐鰻顩r分為已婚同居和其他〔包括離婚、喪偶等〕。

表5列出了以看望作為家庭情感支持變量，采用遞歸多變量Probit模型的各組子樣本回歸結(jié)果。從性別分組來(lái)看，家庭支持尤其是情感支持對(duì)農(nóng)村女性空巢老人的抑郁病癥改善和生活稱心度提高更明顯；從年齡分組來(lái)看，家庭情感支持對(duì)65歲及以上的農(nóng)村空巢老人的抑郁病癥有顯著負(fù)向影響，對(duì)生活稱心度的影響正向顯著，而對(duì)65歲下列的農(nóng)村空巢老人的作用那么未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；從婚姻狀況分組來(lái)看，家庭情感支持對(duì)農(nóng)村離婚、喪偶的空巢老人的抑郁病癥和生活稱心度有更加明顯的影響，且情感支持的主觀福利增益作用更大。產(chǎn)生這一結(jié)果的原因在于，在老人群體中，女性在教育程度、收入等社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平上往往比男性老人更低，且相對(duì)更可能成為孤寡老人，高齡老人常常伴隨著更惡劣的生理狀況，獨(dú)居老年人更加不足情感交流，這局部老人群體的心理健康水平和生活稱心度相對(duì)更低[28，29]，而家庭支持對(duì)心理壓力處于中高程度具有更大的增益效應(yīng)。[30]因此，女性、高齡和鰥寡空巢老人更需要家庭支持，尤其是子女的看望和精神交流。

同樣的，以通信作為家庭情感支持變量，運(yùn)用相