我國(guó)城鄉(xiāng)老齡健康：子女的作用有多大？
——基于CHNS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

丁繼紅 董旭達(dá)

我國(guó)城鄉(xiāng)老齡健康：子女的作用有多大？
——基于CHNS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

丁繼紅 董旭達(dá)*

在我國(guó)人口老齡化背景下，老齡健康已成為不可忽視的重要議題。本文運(yùn)用CHNS2006年和2011年的面板數(shù)據(jù)，首先構(gòu)建和測(cè)算了衡量老人健康質(zhì)量的QWB指標(biāo)并進(jìn)行了城鄉(xiāng)對(duì)比；在此之后，本文基于 Grossman健康需求模型，研究了老齡健康的影響因素，重點(diǎn)探討了兼顧居住模式和經(jīng)濟(jì)來(lái)源的二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響及其城鄉(xiāng)差異。結(jié)果顯示，養(yǎng)老模式對(duì)城鄉(xiāng)老齡健康的影響存在異質(zhì)性：與子女合住對(duì)農(nóng)村老人的健康有顯著促進(jìn)作用，在此基礎(chǔ)之上獲得子女的贍養(yǎng)可進(jìn)一步提高農(nóng)村老人的健康；然而老人經(jīng)濟(jì)來(lái)源和居住模式上的雙重獨(dú)立對(duì)城市老人的健康十分有益。

老齡健康；QWB指標(biāo)；養(yǎng)老模式

一、引 言

健康是居民生活質(zhì)量的重要組成部分，也是影響社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的一種人力資本。健康問(wèn)題在我國(guó)人口老齡化背景下愈加重要。2016年末，我國(guó)65周歲及以上人口數(shù)增至 1.50億人，占總?cè)丝诘?10.8%,，人口老齡化加劇①民政部《2016年社會(huì)服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。。一方面，由于健康資本的折舊率以及影子價(jià)格隨年齡而上升(Grossman，1972)，人口老齡化加大了資源配置的壓力；另一方面，低齡老人大多身體健康，具有相當(dāng)豐富的職業(yè)經(jīng)驗(yàn)，并在照護(hù)親朋中發(fā)揮重要作用(王俊和龔強(qiáng)，2011)，健康老人對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)具有直接和間接的正面影響。促進(jìn)老齡“健康化”可以實(shí)現(xiàn)老齡健康的正向作用抵消老齡化的負(fù)向影響，即可實(shí)現(xiàn)成功的老齡化社會(huì)。“老齡健康”受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和自身行為等諸多因素的影響。其中，養(yǎng)老模式是最重要的因素，養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響值得研究。我國(guó)長(zhǎng)期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的特殊背景導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民在健康和養(yǎng)老等方面存在差異。同時(shí)，農(nóng)村“留守”老人生活照料的缺失和城市“空巢”老人的增多都造成了一系列亟待解決和值得深入探討的社會(huì)問(wèn)題，城鄉(xiāng)老人對(duì)不同養(yǎng)老模式的選擇以及帶來(lái)的身心健康問(wèn)題應(yīng)引起足夠關(guān)注。

Grossman(1972)建立了研究健康需求的標(biāo)準(zhǔn)模型，之后很多學(xué)者應(yīng)用該模型對(duì)各國(guó)健康需求進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。劉國(guó)恩等(2004)首次將人口健康作為人力資本的一種形式，探討其在中國(guó)經(jīng)濟(jì)奇跡中的作用；趙忠和侯振剛(2005)研究城鎮(zhèn)居民的健康需求及其影響因素。趙忠(2006)進(jìn)一步分析了農(nóng)村人口的健康現(xiàn)狀及其幾個(gè)重要決定因素。谷琳和喬曉春(2006)對(duì)不同老年群體的健康自評(píng)數(shù)據(jù)做差異性分析，得出健康生活方式對(duì)健康有促進(jìn)作用的結(jié)論。

老齡健康與一般的健康資本相比，其特殊性在于，養(yǎng)老模式是影響老齡健康的重要變量，其中婚姻、居住模式是最重要的兩個(gè)方面(Joung et al.，1994；Ross，1995)。Gliksman 等(1995)、Goldman 等(1995)、陳華帥和魏強(qiáng)(2009)等研究發(fā)現(xiàn)婚姻中的照顧對(duì)雙方的健康有顯著正向影響，這在老年群體中表現(xiàn)更加突出。Hughes 和 Waite(2002)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于美國(guó)的中老年人，各種居住模式條件下的已婚夫婦都是最健康的。Zimmer(2005)研究了中國(guó)老年人獨(dú)居比重的變化。郭志剛(2002)研究居住方式的影響因素等。Gu等(2007)實(shí)證分析了機(jī)構(gòu)養(yǎng)老的健康效應(yīng)，表明居于養(yǎng)老院的高齡老人的死亡率顯著高于其他高齡老人。Shen(2011)研究老年人居住安排與健康的因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)與子女合住的老人雖在生理活動(dòng)方面未見優(yōu)勢(shì)，卻對(duì)自評(píng)健康和認(rèn)知方面有所改善，同時(shí)提升了子女的正向效用，對(duì)其勞動(dòng)參與率、健康水平有促進(jìn)作用(曾毅，2013)。劉嵐等(2015)分析北京市成年子女贍養(yǎng)老年父母與居住安排，得出與子女同住是老人獲得照料和經(jīng)濟(jì)支持的最優(yōu)選擇。類似的結(jié)論也出現(xiàn)在 Li等(2009)、Chen和 Short(2008)的文獻(xiàn)中。劉宏等(2011)將老人的經(jīng)濟(jì)來(lái)源加入養(yǎng)老模式，運(yùn)用2002年和 2005年CLHLS數(shù)據(jù)，研究經(jīng)濟(jì)來(lái)源和居住模式對(duì)老齡健康的二維影響，表明在幾種養(yǎng)老模式的組合中，經(jīng)濟(jì)與居住均獨(dú)立的老年夫妻有最明顯的健康優(yōu)勢(shì)和主觀幸福優(yōu)勢(shì)。

另外，中國(guó)的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不僅使得居民醫(yī)療服務(wù)使用和健康水平存在顯著的城鄉(xiāng)差異(胡琳琳，2005；解堊，2009；封進(jìn)等，2015)，而且使得養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響在城鄉(xiāng)也具有不同的特點(diǎn)，戴衛(wèi)東和孔慶洋(2005)、李琴和宋月萍(2009)、王小龍和蘭永生(2011)認(rèn)為，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移會(huì)同時(shí)影響農(nóng)村留守老人的經(jīng)濟(jì)能力和生活照料的質(zhì)量，增加老年人的勞動(dòng)負(fù)擔(dān)，從正負(fù)兩方面影響留守老人健康。

本文以Grossman模型為基礎(chǔ)運(yùn)用“中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”(China Health and Nutrition Survey，CHNS)2000年、2006年、2009年、2011年老年人個(gè)體數(shù)據(jù)，研究老年人不同的養(yǎng)老模式對(duì)于其健康的影響，并分析該影響的城鄉(xiāng)差異。為解決老齡健康與養(yǎng)老模式之間的內(nèi)生性問(wèn)題，本文追蹤樣本滯后一期的養(yǎng)老模式，考察其對(duì)當(dāng)期樣本健康值的影響。為綜合考察生活照料和經(jīng)濟(jì)來(lái)源兩方面的養(yǎng)老模式的影響，本文引入養(yǎng)老模式的二維特征。為更好地體現(xiàn)老齡健康隨時(shí)間變化的特征，本文在對(duì)2011年數(shù)據(jù)進(jìn)行截面分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì) 2006年和 2011年的追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行了面板分析。相較于以往研究，本文有如下創(chuàng)新之處：一是本文構(gòu)建了更加全面精準(zhǔn)的健康質(zhì)量指標(biāo)(Quality of Well-Being Scale，QWB)體系，為進(jìn)一步對(duì)老齡健康進(jìn)行城鄉(xiāng)、不同省份和不同養(yǎng)老模式下的對(duì)比分析提供可靠依據(jù)；二是本文運(yùn)用CHNS的最新數(shù)據(jù)進(jìn)行更新研究，并利用各樣本的兩期追蹤數(shù)據(jù)來(lái)解決老齡健康與養(yǎng)老模式之間的自選擇問(wèn)題；三是本文突破傳統(tǒng)觀念，研究老年人與子女合住以及獲得子女贍養(yǎng)在老齡健康中的實(shí)際作用，并重點(diǎn)分析了這一問(wèn)題在城鄉(xiāng)的不同表現(xiàn)，以期得出有利于優(yōu)化新時(shí)期城鄉(xiāng)老齡健康的養(yǎng)老方式。

二、QWB健康衡量指標(biāo)

研究健康需求，首先需要對(duì)健康這種無(wú)形資本進(jìn)行精準(zhǔn)的測(cè)度。一些對(duì)健康狀況的調(diào)查，常常運(yùn)用被調(diào)查者對(duì)自身健康狀況的描述(如：優(yōu)、良、中和差)來(lái)衡量其健康(趙忠，2006)。其他測(cè)評(píng)健康的方法還包括運(yùn)用生命周期效用模型測(cè)評(píng)健康：劉國(guó)恩等(2004)構(gòu)造健康調(diào)整的生命年(Health-Adjusted Life Years，HALY)和預(yù)期壽命(Health-Adjusted Life Expentancy，HALE)，以及由此構(gòu)造的質(zhì)量調(diào)整的生命年(Quality-Adjusted Life Years，QALY)和傷殘調(diào)整的生命年(Disability-Adjusted Life Years，DALY)。

本文參考 Kaplan 和 Anderson(1988)構(gòu)造了一個(gè)較為全面、具體地評(píng)價(jià)個(gè)體健康程度的 QWB指標(biāo)體系，并參照趙忠和侯振剛(2005)采用構(gòu)造 QWB方法分別分析了我國(guó)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的健康水平。QWB指標(biāo)是基于個(gè)體的身體、心理、社會(huì)等方面能力的綜合評(píng)價(jià)而構(gòu)建的，整個(gè)評(píng)分系統(tǒng)分為日常活動(dòng)能力和疾病與傷殘狀況兩部分，前者包括行動(dòng)、體力和社會(huì)活動(dòng)評(píng)價(jià)，后者在醫(yī)學(xué)研究的基礎(chǔ)上使之與活動(dòng)能力相聯(lián)系。在評(píng)價(jià)癥狀及情況時(shí)，其依據(jù)是個(gè)人對(duì)癥狀的主觀評(píng)價(jià)和陳述。該指標(biāo)對(duì)各部分的評(píng)分賦予不同的權(quán)重，并在各個(gè)部分分別評(píng)分的基礎(chǔ)上形成一個(gè)測(cè)定個(gè)體健康的指標(biāo)得分。由于QWB指標(biāo)的構(gòu)造綜合個(gè)體多方面的情況，針對(duì)每一個(gè)體逐個(gè)評(píng)分，因此相對(duì)自評(píng)健康更加準(zhǔn)確完整。

QWB健康指標(biāo)對(duì)數(shù)據(jù)要求高。本文運(yùn)用 CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)來(lái)構(gòu)造該評(píng)分指標(biāo)，CHNS數(shù)據(jù)中涉及身體狀況指標(biāo)豐富，包括自理能力、社會(huì)活動(dòng)、生活狀態(tài)、患病史、身體機(jī)能測(cè)評(píng)等健康的各個(gè)側(cè)面，因此構(gòu)建QWB評(píng)分體系指標(biāo)可行。參考Kaplan 和Anderson(1988)的研究，QWB指標(biāo)包含四個(gè)組成部分，分別是行動(dòng)指標(biāo)(Mobility Scale，MOB)、生理活動(dòng)指標(biāo)(Physical Activity Scale，PAC)、社會(huì)活動(dòng)指標(biāo)(Social Activity Scale，SAC)和癥狀及情況指標(biāo)(Symptom/Problem Complex，CPX)。據(jù)此，我們首先對(duì) QWB各部分按照癥狀確定的等級(jí)和得分構(gòu)造本文的 QWB評(píng)分結(jié)構(gòu)①各部分代表的健康程度與權(quán)重參考Kaplan 和 Anderson(1988)的研究。(參見表1)；其次，在 CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中選取對(duì)評(píng)分指標(biāo)各部分有代表性的問(wèn)題①運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)構(gòu)造QWB指標(biāo)的方法參考趙忠(2005)的研究。；然后，對(duì)每位受訪老人，根據(jù)老人對(duì)各問(wèn)題的回答，我們按照其健康程度對(duì)其每一項(xiàng)評(píng)分并劃分等級(jí)，對(duì)應(yīng)各部分權(quán)重的值分別賦給 MOB、PAC、SAC、CPX；最后，基于公式 QWB＝1＋MOB＋PAC＋SAC＋CPX，得出健康評(píng)分(QWB得分應(yīng)在 0到 1之間，0代表死亡，1代表100%,健康)，詳見表1。

表1 QWB指標(biāo)構(gòu)造方法

三、數(shù)據(jù)與變量說(shuō)明

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自“中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”(CHNS)。該數(shù)據(jù)庫(kù)采取多階段整群抽樣的方法，提供一個(gè)同時(shí)兼顧大小城市的全國(guó)性樣本，自1989年開始到目前為止追蹤至2011年，覆蓋各年齡段，調(diào)查范圍涉及我國(guó)東北部、中西部、南部、沿海等地區(qū)樣本，包括居民健康、營(yíng)養(yǎng)、家庭和個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況等全面的指標(biāo)。本文用到的數(shù)據(jù)為CHNS 2006年和2011年各地60歲以上老年人的數(shù)據(jù)，進(jìn)行婚姻家庭、養(yǎng)老模式的面板分析。2011年60歲以上的老人①根據(jù)國(guó)際通用的年齡劃分，發(fā)展中國(guó)家以60歲(發(fā)達(dá)國(guó)家65歲)為老年人的起點(diǎn)年齡，我國(guó)《老年人權(quán)益保障法》第二條規(guī)定我國(guó)老年人以60周歲為標(biāo)準(zhǔn)起點(diǎn)。因此，本文分析采用60歲為標(biāo)準(zhǔn)較為適宜。樣本總計(jì)3804人，其中農(nóng)村老人2147人，占老人總數(shù)的56.44%,，女性樣本占比為 54.13%,，城鄉(xiāng)及男女比重大致平衡。表 2為 2011年主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析，其中 QWB評(píng)分指標(biāo)為因變量，主要自變量包括性別、年齡、受教育程度、吸煙史這些反映個(gè)體基本情況的變量和個(gè)人年收入、家庭收入、醫(yī)療保險(xiǎn)和是否仍在工作這些衡量個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況的變量，以及家庭成員數(shù)、婚姻狀況和是否多代合住這些反映養(yǎng)老模式的變量。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)(2011年)

從表2可以看出，城鄉(xiāng)老人的平均年齡分別為70.08和69.48，城鄉(xiāng)老人女性比率分別為 55.2%,和 53.3%,，樣本大致均衡。然而，在其它方面則呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)差異。城市老人在受教育程度、個(gè)人年收入和家庭總收入這些方面明顯高于農(nóng)村老人。由于農(nóng)村收入偏低，因而農(nóng)村老人中仍在工作的比率(34.5%,)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城市老人(6.2%,)。隨著2009年新醫(yī)改的推行，至2011年底我國(guó)基本醫(yī)保的全覆蓋目標(biāo)已基本實(shí)現(xiàn)，因而該樣本城鄉(xiāng)老人醫(yī)療保險(xiǎn)的擁有率均超過(guò) 90%,，當(dāng)然基本醫(yī)保的保障水平還有待提高，尤其對(duì)于農(nóng)村人口。在反映不良健康行為的吸煙史方面，城市老人則低于農(nóng)村老人。我國(guó)老人家庭結(jié)構(gòu)趨于小型化，城鄉(xiāng)老人的平均家庭成員數(shù)分別為 2.58和 2.92，城市家庭規(guī)模小于農(nóng)村家庭。婚姻這個(gè)虛擬變量反映是否和配偶一起生活，如果沒(méi)有配偶或者有配偶但不一起生活，則該變量為 0。城鄉(xiāng)老人中有配偶且一起生活的比率分別為75.4%,和 73.1%,，城市老人的比率略高。為研究子女對(duì)老人健康的影響，本文將老年人居住模式劃分成“多代合住”與“獨(dú)居”這兩種類型，如果家庭中老人與子女合住則稱為“多代合住”，而將老人僅與配偶兩人居住或者獨(dú)身一人居住稱為“獨(dú)居”。如果與老人合住的僅是孫子女，那么老人更多地承擔(dān)照護(hù)者的角色，其對(duì)老人健康的影響不同于老人與子女合住的情況，由于本文考察影響老齡健康的子女的作用，因此本文的“多代合住”不包括老人僅與孫子女合住的情況。城鄉(xiāng)老人多代合住的比率分別為 24.7%,和 35.1%,，說(shuō)明與子女合住的老人占少數(shù)，并且城市老人這一比率明顯低于農(nóng)村老人。

本文在均值分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用組間 t檢驗(yàn)得出各變量的t值與p值，如表2。結(jié)果表明，除性別與婚姻兩個(gè)變量之外，其他變量均具有較顯著的城鄉(xiāng)差異，研究以上變量對(duì)于城鄉(xiāng)老齡健康的影響有意義。

(二)QWB健康指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)分析

表2顯示60歲以上老人QWB健康指標(biāo)均值為0.7717。趙忠(2005)曾運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)2000年城鎮(zhèn)各年齡段人群數(shù)據(jù)進(jìn)行健康測(cè)度，得出18歲～55歲和51歲～55歲城鎮(zhèn)居民QWB指標(biāo)均值分別為0.9708和0.9077，與之對(duì)比，本文測(cè)算的老人QWB指標(biāo)均值滿足健康資本的年齡折舊的假設(shè)。

從表2可以看出，城鄉(xiāng)老人的QWB健康指標(biāo)均值分別約為0.75和0.79，城市老人健康均值低于農(nóng)村老人。本文進(jìn)一步將 60歲以上老人劃分成低齡老人(75歲以下)和高齡老人(75歲以上)，并將其 QWB指標(biāo)做城鄉(xiāng)對(duì)比分析，如圖 1。從圖 1可以看出，農(nóng)村老人的健康狀況在各年齡段均略優(yōu)于城市老人。

圖1 城鄉(xiāng)分年齡段健康指標(biāo)對(duì)比圖

對(duì)于衡量健康的 QWB指標(biāo)，本文進(jìn)一步分省份進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述，如表 3。各省(直轄市)老年人的健康均值有一定差距，均值從高到低依次為黑龍江、山東、貴州、河南、湖南、遼寧、江蘇、湖北、重慶、廣西、北京和上海。進(jìn)一步區(qū)分各省城市老人和農(nóng)村老人，表 3顯示，黑龍江、上海和貴州三省(直轄市)城市老人健康高于農(nóng)村，而其他各省市農(nóng)村老人健康狀況均略好于城市老人。

表3 2011年各省老年人QWB指標(biāo)的描述統(tǒng)計(jì)及人均年收入等

從表 3中的各省人均年收入可以看出，年收入相對(duì)較高的兩個(gè)直轄市北京和上海，其QWB值卻是其中最低的兩個(gè)。不僅如此，各省的老年人QWB健康均值與其人均年收入整體上呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。表 3最后一列考察了各省(直轄市)樣本的平均年齡，發(fā)現(xiàn)其差距在2歲以內(nèi)，樣本的年齡結(jié)構(gòu)在各個(gè)省份相似，并且北京和上海平均年齡相對(duì)較低，這就排除了人均年收入相對(duì)較高地區(qū)因人均預(yù)期壽命較高導(dǎo)致的QWB健康均值的偏低。樣本來(lái)自12個(gè)省(直轄市)，其分別處在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段。較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以使當(dāng)?shù)鼐用窀玫叵硎芨哔|(zhì)量的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，增進(jìn)該地居民的健康水平，帶來(lái)健康福利，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初期對(duì)居民健康也存在負(fù)向作用(石靜和胡宏偉，2010)。孫淑軍等(2016)分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、基層衛(wèi)生投入和健康之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在某一特定階段，基層衛(wèi)生投入對(duì)居民健康具有負(fù)作用。本文得到的各省老年人QWB健康均值與其人均年收入整體上的負(fù)相關(guān)關(guān)系也為這種情況提供了佐證。其原因之一是收入高的人群付出的勞動(dòng)更多，對(duì)健康值的折舊更多。該負(fù)相關(guān)關(guān)系可參見圖 2。

圖2 各省老年人QWB健康均值與各省人均年收入對(duì)比圖

本文進(jìn)一步將 QWB健康評(píng)分的各部分進(jìn)行拆分，按省份進(jìn)行比較分析，并考察其與各省人均收入水平的相關(guān)關(guān)系，詳見表 4。從其中可以看出，北京、上海和重慶這樣的典型大城市的 QWB評(píng)分中代表老人日常和社會(huì)活動(dòng)能力的 MOB和SAC兩項(xiàng)得分為 0，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的城市老人的活動(dòng)能力相對(duì)較強(qiáng)，且四部分中只有CPX部分與各省人均年收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即 CPX是導(dǎo)致地區(qū)收入水平與居民健康情況呈負(fù)相關(guān)的主要因素。CPX是疾病與癥狀等情況的衡量，包括惡性腫瘤、中風(fēng)、高血壓、心腦血管、記憶力、呼吸系統(tǒng)疾病等多種病種癥狀。2003年以后上述病種在我國(guó)的患病率與死亡率均有明顯上升，早期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的不恰當(dāng)?shù)娘嬍沉?xí)慣的出現(xiàn)、空氣質(zhì)量的下降、犧牲健康為代價(jià)的工作等因素對(duì)健康產(chǎn)生了負(fù)面影響。由此可見，收入增長(zhǎng)作為傳統(tǒng)的促進(jìn)國(guó)民健康的因素，同時(shí)也帶有加大健康折舊的機(jī)制，我國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的健康福利仍然沒(méi)有完全顯現(xiàn)。

表4 2011年各省老年人QWB四部分指標(biāo)均值及人均年收入

從表 2可以看出，多代合住(與子女合住)的老人比率為 30.6%,，說(shuō)明大多數(shù)老人是與配偶兩人居住或者獨(dú)自一人居住的。在這三種居住模式下，不同年齡段的城鄉(xiāng)老人的QWB健康指標(biāo)均值體現(xiàn)在表5中。

從表 5可以看出，無(wú)論是城市人口還是農(nóng)村人口，也無(wú)論是低齡老人還是高齡老人，相比多代合住的老人或者與配偶單獨(dú)居住的老人，獨(dú)自一人居住老人的 QWB健康指標(biāo)均值明顯偏低。

比較多代合住和與配偶兩人居住，這兩種居住模式與老人 QWB健康指標(biāo)均值的關(guān)系存在城鄉(xiāng)差異，對(duì)于農(nóng)村人口，無(wú)論是低齡老人還是高齡老人，多代合住的 QWB健康指標(biāo)均值高于與配偶兩人居住的情況；而對(duì)于城市人口，雖然多代合住的高齡老人的 QWB指標(biāo)均值略高于與配偶兩人居住的高齡老人，但多代合住的低齡老人的QWB指標(biāo)均值則略低于與配偶兩人居住的低齡老人。

表5 三種居住模式下城鄉(xiāng)老人QWB指標(biāo)平均值

將三種居住模式和兩個(gè)年齡段的城鄉(xiāng)老人的 QWB健康指標(biāo)均值從高到低排序，依次為：多代合住的農(nóng)村低齡老人、與配偶兩人居住的農(nóng)村低齡老人、獨(dú)自一人居住的農(nóng)村低齡老人、與配偶兩人居住的城市低齡老人、多代合住的農(nóng)村高齡老人、多代合住的城市低齡老人、與配偶兩人居住的農(nóng)村高齡老人、獨(dú)自一人居住的城市低齡老人、多代合住的城市高齡老人、與配偶兩人居住的城市高齡老人、獨(dú)自一人居住的農(nóng)村高齡老人、獨(dú)自一人居住的城市高齡老人。

四、實(shí)證分析

(一)居住模式對(duì)老齡健康影響的截面分析

本文首先運(yùn)用 2011年截面數(shù)據(jù)，考察居住模式對(duì)老人健康的影響。計(jì)量模型為QWB＝B1＋B2X＋B3Y＋μ。其中，被解釋變量QWB為個(gè)體的健康指標(biāo)；解釋變量X代表人口統(tǒng)計(jì)變量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量以及影響個(gè)體健康的其他因素，包括是否來(lái)自農(nóng)村、年齡、性別、婚姻(即是否有配偶并一起生活)、教育、家庭收入、是否工作、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、省內(nèi)人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量、是否有飲用水；Y代表居住模式即是否多代合住。

為消除老齡健康與居住模式之間的自選擇問(wèn)題①對(duì)于居住模式與健康之間的內(nèi)生性問(wèn)題，現(xiàn)有國(guó)內(nèi)外文章均未能完全解決。數(shù)據(jù)不完全、工具變量設(shè)定難度大。本文采用兩期數(shù)據(jù)，在一定程度上消除內(nèi)生性。，即老人的健康狀況可能是老人做出是否與子女居住這一決策的考慮因素之一，本文運(yùn)用2006年與2011年的追蹤樣本1785人，研究?jī)善谥g t－1期(2006年)居住模式對(duì) t期(2011年)QWB健康值的影響，即Y為2006年養(yǎng)老模式變量。為保證老人在2006—2011年期間養(yǎng)老模式不變，本文同時(shí)追蹤樣本兩期之間年度(2009年)的養(yǎng)老數(shù)據(jù)，刪除期間養(yǎng)老模式發(fā)生改變的樣本35人。由于被解釋變量是取值為0到1的健康評(píng)分，因而運(yùn)用Tobit模型回歸分析各變量對(duì) QWB 健康指標(biāo)的影響，計(jì)量模型為：QWBt＝B1＋B2Xt＋B3Yt-1＋μ，其中 Yt-1代表t－1期是否多代合住，其回歸結(jié)果見表6。

表6 居住模式對(duì)老齡健康影響的回歸結(jié)果(含2006年滯后項(xiàng))

從表 6可以看出，運(yùn)用 2011年的截面數(shù)據(jù)，整體來(lái)說(shuō)，老齡健康顯現(xiàn)出農(nóng)村優(yōu)于城市、健康隨年齡而折舊的特征。對(duì)于農(nóng)村老人，男性健康顯著優(yōu)于女性，而對(duì)于城市老人，女性健康相對(duì)更優(yōu)但不顯著。較高的教育水平和仍在工作對(duì)于老齡健康具有正向作用，尤以農(nóng)村老人為顯著。家庭收入對(duì)老人健康的影響可能是多方面的，一方面收入高有利于健康水平的提高，另一方面高收入是以過(guò)去高的體力或腦力勞動(dòng)為代價(jià)的，因而對(duì)健康不利。表 6顯示家庭收入對(duì)老齡健康產(chǎn)生負(fù)面影響，尤以農(nóng)村老人顯著。截至2011年我國(guó)城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)已實(shí)現(xiàn)全覆蓋，因此是否有醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老齡健康的影響不顯著。個(gè)人行為影響健康，如吸煙損害健康，尤以農(nóng)村人口顯著。良好的醫(yī)療服務(wù)供給和基礎(chǔ)設(shè)施有利于健康，省內(nèi)人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量和入戶自來(lái)水對(duì)老齡健康均產(chǎn)生正向影響。

2011年的截面數(shù)據(jù)同時(shí)還展現(xiàn)了婚姻和居住模式對(duì)老齡健康的影響。從表6可以看出，婚姻對(duì)城市老年人的健康存在顯著正向作用，而對(duì)農(nóng)村老人的影響為負(fù)但不顯著，說(shuō)明良好的婚姻以及配偶在老年階段的陪伴與照料對(duì)于城市人群顯得尤為重要。多代合住對(duì)于城鄉(xiāng)老人的健康影響效果顯著不同，對(duì)于農(nóng)村老人具有顯著正向作用，而其對(duì)于城市老人來(lái)說(shuō)則是顯著負(fù)面影響。與子女合住的農(nóng)村老人比其他農(nóng)村老人健康水平更好，這在上文的統(tǒng)計(jì)描述中也已得到體現(xiàn)；對(duì)于城市老人，多代合住的老人其健康水平則較低，說(shuō)明城市老人更加傾向于獨(dú)居或與配偶的單獨(dú)生活，而與子女合住的居住模式可能往往是城市老人在高齡或健康水平惡化時(shí)的選擇。

解釋居住模式對(duì)城鄉(xiāng)老人健康影響的差異性應(yīng)結(jié)合中國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)二元經(jīng)濟(jì)的實(shí)際。在中國(guó)農(nóng)村，老年人從子女處獲得經(jīng)濟(jì)支持的情況更加普遍，加之農(nóng)村居住環(huán)境和住房的特點(diǎn)，他們對(duì)于居住模式的初始選擇偏向于與子女同住，農(nóng)村生活中父母和子女的相互依賴更加緊密。在勞動(dòng)力大量遷移的特殊時(shí)期，農(nóng)村老人失去子女的日常安全與醫(yī)療方面的照料，勞動(dòng)負(fù)擔(dān)強(qiáng)度增加，這對(duì)農(nóng)村老人的健康無(wú)疑會(huì)產(chǎn)生負(fù)向作用，因此這種相對(duì)的依賴性使與子女一起居住的農(nóng)村老人總體上更加健康。在城市地區(qū)，離開子女生活的老人卻未必會(huì)導(dǎo)致其養(yǎng)老質(zhì)量的下降。一方面，城市老人經(jīng)濟(jì)相對(duì)獨(dú)立，且城市社區(qū)生活的便捷特點(diǎn)為老人脫離子女居住提供了可能，加之城市現(xiàn)代生活和代際觀念的改變使很多低齡老人獨(dú)立意識(shí)較強(qiáng)而愿意單獨(dú)居住；其只有在高齡階段或健康惡化之后才與子女同住。

(二)二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康影響的截面分析

為進(jìn)一步探討包含居住模式和經(jīng)濟(jì)來(lái)源在內(nèi)的二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響，本文進(jìn)一步加入老人是否獲得子女的贍養(yǎng)費(fèi)這一虛擬變量(2006年若從子女處獲得贍養(yǎng)費(fèi)則為1)，以及它與居住模式的乘積項(xiàng)。計(jì)量模型為QWBt＝B1＋B2Xt＋B3Yt-1＋B4Zt-1＋B5Yt-1?Zt-1＋μ，其中Yt-1代表t－1期是否多代合住，Zt-1代表t-1期是否獲得子女的贍養(yǎng)費(fèi)，其回歸結(jié)果見表 7。包含 2006年老人是否從子女獲得贍養(yǎng)費(fèi)以及 2006年是否多代合住的二維養(yǎng)老模式對(duì)該老人 2011年的健康指標(biāo)的影響，可通過(guò) B3、B4和B5這三個(gè)系數(shù)的組合進(jìn)行分析。

表7 二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康影響的截面分析(含2006年滯后項(xiàng))

續(xù)表7

從表 7可以看出，(1)對(duì)于經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的老人，多代合住對(duì)農(nóng)村老人健康具有正向作用但不顯著，對(duì)城市老人健康具有顯著的負(fù)向作用，這與表 6基本一致；(2)對(duì)于一人或與配偶獨(dú)居的老人，不能經(jīng)濟(jì)獨(dú)立(即 2006年獲得子女贍養(yǎng)費(fèi))對(duì)城鄉(xiāng)老人健康均具有顯著負(fù)向作用；(3)相比經(jīng)濟(jì)獨(dú)立，老人獲得子女贍養(yǎng)費(fèi)，則可顯著提高多代合住對(duì)農(nóng)村老人健康的正向作用，并可顯著抵消多代合住對(duì)城市老人健康的負(fù)向作用；(4)相比獨(dú)居，老人多代合住，則可顯著抵消不能經(jīng)濟(jì)獨(dú)立對(duì)城鄉(xiāng)老人健康的負(fù)向作用；(5)模型中其他變量的影響與表6基本一致。

(三)二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康影響的面板分析

為更好地體現(xiàn)老齡健康隨時(shí)間變化的特征，本文進(jìn)一步對(duì)2006年與2011年城鄉(xiāng)老齡健康的影響因素進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析。表 7的截面分析中已將 2006年的二維養(yǎng)老模式變量作為分析 2011年老齡健康的滯后項(xiàng)，同樣地，面板分析部分繼續(xù)將 2000年的二維養(yǎng)老模式變量作為分析 2006年老齡健康的滯后項(xiàng)，從而進(jìn)行追蹤樣本的Tobit面板分析。回歸結(jié)果如表8。

由表8可見，利用2006年和2011年兩期面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)果得到優(yōu)化，擬合優(yōu)度及各主要變量的顯著性均明顯提升。從居住模型、子女贍養(yǎng)以及兩者的交叉項(xiàng)來(lái)看，(1)對(duì)于經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的老人，多代合住對(duì)農(nóng)村老人健康具有顯著的正向作用，對(duì)城市老人健康影響為負(fù)向但不顯著，與表6和表7基本一致；(2)對(duì)于一人或與配偶獨(dú)居的老人，不能經(jīng)濟(jì)獨(dú)立(即 2006年獲得子女贍養(yǎng)費(fèi))對(duì)城鄉(xiāng)老人健康均具有顯著負(fù)向作用，與表 7一致；(3)老人獲得子女贍養(yǎng)費(fèi)，則可顯著提高多代合住對(duì)農(nóng)村老人健康的正向作用，并可顯著抵消多代合住對(duì)城市老人健康的負(fù)向作用，與表 7一致；(4)老人多代合住，則可顯著抵消不能經(jīng)濟(jì)獨(dú)立對(duì)城鄉(xiāng)老人健康的負(fù)向作用，與表 7一致；(5)模型中其他變量的影響與表6和表7基本一致。

從上述實(shí)證結(jié)果可以看出，當(dāng)今城鄉(xiāng)子女對(duì)老齡健康的作用存在較大差異。對(duì)于農(nóng)村老人，多代合住有益于老人健康，在此基礎(chǔ)上的子女贍養(yǎng)進(jìn)一步增進(jìn)了農(nóng)村老人的健康。父母進(jìn)入老年，傳統(tǒng)家庭代際關(guān)系是子女贍養(yǎng)父母的“反哺模式”，這種傳統(tǒng)倫理的養(yǎng)兒防老的代際間互惠的原則，是維系中國(guó)家庭經(jīng)濟(jì)體持續(xù)的重要方式，這一傳統(tǒng)觀念在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)更加普遍。加上農(nóng)村老人經(jīng)濟(jì)收入普遍較低，農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療服務(wù)和其他基礎(chǔ)設(shè)施的提供相對(duì)落后，因此，農(nóng)村老人健康顯著依靠子女。

表8 二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康影響的面板分析

城市老人情況則不同，經(jīng)濟(jì)獨(dú)立時(shí)的多代合住或者是獨(dú)居時(shí)獲得子女贍養(yǎng)都會(huì)為城市老齡健康帶來(lái)顯著的負(fù)向影響，雖然這種負(fù)作用會(huì)在多代合住并獲得子女贍養(yǎng)時(shí)有顯著改善。城市老人健康對(duì)子女的依賴性顯著下降。城市老人擁有更高的養(yǎng)老金和財(cái)富積累，因此通常不需要子女的贍養(yǎng)，經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的老人資源更加充沛，精神更加愉悅。城市地區(qū)良好的醫(yī)療服務(wù)條件以及其他基礎(chǔ)設(shè)施的完善，也為城市老人及獨(dú)居老人提供了很大的便利。因此，經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的城市老人在獨(dú)居(一人獨(dú)居或與配偶單獨(dú)居住)的環(huán)境下?lián)碛休^好的健康發(fā)展。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，我國(guó)城市家庭的代際關(guān)系逐漸出現(xiàn)了新的撫養(yǎng)現(xiàn)象，父母進(jìn)入老年后在經(jīng)濟(jì)上和生活上對(duì)子女仍然進(jìn)行持續(xù)的支持，構(gòu)成了反向的撫育關(guān)系，學(xué)者稱之為“逆反哺模式”。城市中不少低齡老人與子女共同居住，通常是為了幫助子女承擔(dān)家務(wù)以及照顧孫子女，因此在這種情況下家庭的日常生活照料和各種資源的分配對(duì)老人健康并不會(huì)十分有利，與子女合住的老人在低齡時(shí)期往往付出更多。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的這一影響的穩(wěn)定性，本文重新構(gòu)造不同于 QWB指標(biāo)的健康評(píng)價(jià)方法，選取反映肥胖程度的體重指數(shù)(Body Mass Index，BMI)、臥床時(shí)間以及是否患有幾種重大疾病(癌癥、心臟病、中風(fēng)等)進(jìn)行綜合考察，將老年人健康狀況由劣到優(yōu)分為四等，分別取值為 1、2、3和4。運(yùn)用2006年與2011年面板數(shù)據(jù)對(duì)這一衡量健康的被解釋變量進(jìn)行有序的 Probit回歸。回歸結(jié)果如表 9，可以看出主要結(jié)果與表8均一致，可見本文模型設(shè)置與結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表9 針對(duì)健康等級(jí)的有序Probit回歸模型

五、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)60歲以上城鄉(xiāng)老人的健康狀況及其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，首先構(gòu)建并測(cè)算了能夠綜合評(píng)價(jià)老人健康質(zhì)量的 QWB指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用Tobit模型探討了包含居住模式和子女贍養(yǎng)在內(nèi)的二維養(yǎng)老模式對(duì)老齡健康的影響。為消除老年人居住模式與健康之間的內(nèi)生性問(wèn)題，本文通過(guò)追蹤數(shù)據(jù)研究了 2006年的養(yǎng)老模式對(duì) 2011年城鄉(xiāng)老人健康狀況的截面影響。為更好地體現(xiàn)老齡健康隨時(shí)間變化的特征，本文進(jìn)一步運(yùn)用2006年和 2011年數(shù)據(jù)構(gòu)造 Tobit面板模型研究滯后一期養(yǎng)老模式對(duì)當(dāng)期老人健康的影響。

本文發(fā)現(xiàn)：(1)整體來(lái)說(shuō)，老齡健康顯現(xiàn)出農(nóng)村優(yōu)于城市和健康隨年齡而折舊的特征。老人較高的教育水平和仍在工作對(duì)于老齡健康具有正向作用。(2)婚姻對(duì)城鄉(xiāng)老人健康的影響存在差異，有配偶并與配偶一起生活對(duì)城市老人的健康具有顯著的正向影響，但對(duì)農(nóng)村老人影響不顯著。這說(shuō)明良好的婚姻以及配偶在老年階段的陪伴與照料對(duì)于城市人群顯得尤為重要。(3)如果把居住方式劃分成多代合住、與配偶兩人居住和獨(dú)自一人居住這三種類型，那么對(duì)于農(nóng)村老人，QWB健康指標(biāo)均值最高的是多代合住的農(nóng)村低齡老人，最低的是獨(dú)自一人居住的農(nóng)村高齡老人；而對(duì)于城市老人，QWB健康指標(biāo)均值最高的是與配偶單獨(dú)居住的城市低齡老人，最低的是獨(dú)自一人居住的城市高齡老人。(4)是否多代合住和是否經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的交互作用對(duì)城鄉(xiāng)老齡健康具有不同的影響。相比于獨(dú)居(一人獨(dú)居或與配偶單獨(dú)居住)，多代合住的家庭養(yǎng)老模式對(duì)農(nóng)村老人非常重要，可顯著增進(jìn)老人健康水平，在此基礎(chǔ)上獲得子女贍養(yǎng)是農(nóng)村老人的最優(yōu)養(yǎng)老模式。對(duì)于城市老人來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的老人如果與子女合住，或者獨(dú)居(一人或與配偶單獨(dú)居住)老人如果需要子女贍養(yǎng)，那么老人健康水平都將顯著受損。因此，城市老人更傾向于經(jīng)濟(jì)獨(dú)立與獨(dú)居的雙重獨(dú)立，城市老人較高的養(yǎng)老和醫(yī)療保障水平以及城市地區(qū)較好的醫(yī)療服務(wù)條件和基礎(chǔ)設(shè)施為城市老人的養(yǎng)老模式提供了保障。綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老模式對(duì)城鄉(xiāng)老齡健康的影響存在異質(zhì)性，盡管“多代合住＋子女贍養(yǎng)”養(yǎng)老模式是利于城鄉(xiāng)老人健康的最優(yōu)選擇，但是農(nóng)村老人的次優(yōu)養(yǎng)老模式為“多代合住＋經(jīng)濟(jì)獨(dú)立”，即農(nóng)村老人的健康顯著依賴子女的生活照料，而城市老人的次優(yōu)養(yǎng)老模式為“獨(dú)居＋經(jīng)濟(jì)獨(dú)立”，即城市老人偏好于經(jīng)濟(jì)上和生活上的雙重獨(dú)立，其健康水平對(duì)子女的依賴性顯著下降。

本文的發(fā)現(xiàn)可為我國(guó)養(yǎng)老政策的制定提供一定借鑒作用。立足于我國(guó)老齡化和城市化進(jìn)程中老齡健康的現(xiàn)狀，我們應(yīng)探索不同于發(fā)達(dá)國(guó)家的有針對(duì)性的老年人養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障和老年長(zhǎng)期照護(hù)保障體系，并結(jié)合我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)的這一實(shí)際情況，進(jìn)行差別化的扶持。對(duì)于農(nóng)村地區(qū)，一方面應(yīng)提高新農(nóng)保和新農(nóng)合等基本社保對(duì)農(nóng)村老年的保障力度，加強(qiáng)基本醫(yī)療服務(wù)和其他社會(huì)公共品的供給，以降低農(nóng)村老人對(duì)子女的依賴程度，另一方面應(yīng)防止城市化進(jìn)程中因農(nóng)村勞動(dòng)力流出而造成的子女生活照護(hù)或經(jīng)濟(jì)贍養(yǎng)的缺失從而影響農(nóng)村老人的健康水平；對(duì)于城市地區(qū)，一方面應(yīng)積極發(fā)展養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)，完善針對(duì)便利老人尤其是獨(dú)居老人的社會(huì)服務(wù)體系，另一方面應(yīng)防止因城市年輕人競(jìng)爭(zhēng)加劇而造成的城市低齡老人“逆反哺模式”對(duì)老人自身健康產(chǎn)生負(fù)面影響。以有限的資源實(shí)現(xiàn)居民健康福利的最大化，實(shí)現(xiàn)中國(guó)的“健康老齡化”和“老有所養(yǎng)”的社會(huì)目標(biāo)。

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JEL Classification：I14 I15 J14

The Role of Children on the Health of the Elderly and the Comparison between China′s Urban and Rural Areas:Based on the Empirical Study of CHNS Data

Ding Jihong and Dong Xuda
(School of Economics，Nankai University，Tianjin 300071，China)

Under the background of population aging in China，the health of the elderly has become an important issue that cannot be ignored. Using the 2006 and 2011 waves of CHNS dataset，this paper sets up and calculates QWB index to measure the health of the elderly and makes a comparison of the urban and rural areas first. Then，based on Grossmanhealth demand model，this paper studies the factors affecting the health of the elderly，especially the influencing effect of the two-dimensional elderly support pattern including the living pattern and the economic support. We find that the effects of the elderly support pattern on the health of the elderly are different for the rural and urban areas：Living with children can significantly improve the health of the rural elderly. If they further get the economic support from children，then this support will raise their health level further. However，the dual independence of the urban elderly is very beneficial to their health，if they are neither living with nor getting the economic support from their children.

Elderly′s Health；QWB Index；Elderly Support Pattern

10.14116/j.nkes.2017.05.004

* 丁繼紅，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院、中國(guó)特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心(郵編：300071)，E-mail：jding@nankai.edu.cn；董旭達(dá)，東北師范大學(xué)黨委學(xué)生工作部(郵編：130024)，E-mail：dxd9895@163.com。感謝匿名審稿人的寶貴意見，文責(zé)自負(fù)。