養老歸宿對當代老年人滿足感的影響*
——基于CHARLS數據的實證研究

暨南大學 漆也暢，蔡渝

一、引言

《禮記》有言：“孝有三:大孝尊親,其次弗辱,其下能養。”僅僅是經濟上贍養父母遠不能滿足老年人的養老需求，子女還應關注老人的精神需求。2013年正式實施的《中華人民共和國老年人權益保護法》也明確將“?；丶铱纯础睂懭敕蓷l文。該法第十八條規定：家庭成員應當關心老年人的精神需求，不得忽視、冷落老年人。代際同住，作為中國最傳統常見的居住形式，理論上來說能有效地保證老年人與子女的互動和交流，填補老人內心的空缺。然而，代際同住是否真正達到了提升老年人的生活滿足感的效果。本文將基于最新微觀調研數據對這個問題展開研究。

在微觀層次上的理性選擇和社會交換理論中，家庭成員被視作社會行動者，包括居住安排在內的有關家庭的社會現象的形成和運作機制都是基于有理性判斷能力的家庭成員。（陳皆明、陳奇，2016）代際同住與否不是子輩或父輩單方面選擇的問題，而是家庭成員經過權衡利弊之后的理性抉擇。在宏觀結構層次上，許多研究將影響老年人口居住安排的主要影響因素歸納為人口條件、經濟狀況、社會風氣三個方面。（Kobrin，1981）但現有文獻中鮮有兼具微觀與宏觀的視角，合力探究子女同住給老年人帶來的效用的討論。

生活滿意度是主觀幸福感(Subjective Well-Being 簡稱 SWB) 的關鍵指標。其作為認知因素,是更有效的肯定性衡量標準，是獨立于積極情感和消極情感的關鍵因素，也是相關研究的熱點。（吳明霞，2000）

綜上所述，本文相較以往的研究有如下幾點邊際貢獻：（1）本文利用最新微觀數據庫探究了當代老年人生活滿足感和子女同住的關系（2）本文探究了子女同住對老年人生活滿足感影響與相關因果作用機理,為探尋養老服務業改革及相關政策措施提供了實證依據。（3）文章考察了按不同區域為特征劃分的子樣本的異質性，進一步豐富和完善了研究的內容。

基于上述討論和文獻梳理，本文提出如下假說。

假說1：子女同住能夠顯著提升老年人生活滿足感。

假說2：子女同住對老年人生活滿足感的邊際提升效應呈現遞減趨勢。

假說3：子女同住對不同子群體的生活滿足感提升程度存在組間差異。在其他條件一定的情況下，居住于鄉鎮區域的老年人與子女同住帶來的生活滿足感的提升要高于居住于城市區域的老年人與子女同住帶來的生活滿足感的提升。

二、數據與相關變量描述

本文主要采用的是北京大學國家發展研究院中國經濟研究中心“中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）”2018年調查數據。該調查為多階段隨機分層抽樣樣本，問卷內容涉及個人基本信息、家庭結構、經濟支持、健康狀況、居住類型、醫療保險、生活滿意度等多個方面。該調查覆蓋了全國28個省區、150個縣（區）級單位、150個村（居委會），共調查包括11635個家庭戶的19816人。根據文章研究問題從“CHARLS 2018”年追訪調查數據中，選取60歲及以上老年人口樣本共11054個。由于部分樣本變量缺失，最終分析數據包含6149個樣本。在保留的 6149個樣本中，為區分不同群體的生活滿足感與子女滿足感差異，同時也為下文的異質性分析做鋪墊，本文按照區域范疇對樣本進行了劃分。處于主城區的樣本量為926個；處于城鄉結合區的樣本量為219個；處于鎮中心區的樣本量為773個；處于鎮鄉結合區的樣本量為516個；處于鄉中心區的樣本量為221個；處于村莊的樣本量為3494個。

在因變量的選擇上，文章采取調查問卷中生活滿意度作為衡量老人生活幸福感的評價指標；以子女關系滿意度作為衡量老人與子女關系滿意度的評價指標。這兩個指標包含了多種特征在內的綜合性自身感官的主觀評定。由于該變量屬于離散型次序變量，不適用簡單的線性回歸模型。

核心解釋變量“子女同住”的口徑設置考慮到多子女家庭的特征，將只要與任意子女同住即視作“子女同住”。并且考慮到子女陪伴的范圍性，本文還將相鄰居住也納入“子女同住”的范疇。

除此之外，本文還結合了人口經濟學和社會學的相關文獻，將以下控制變量納入模型，以克服遺漏變量導致的估計偏誤，這里包括：性別、年齡、婚姻狀況、教育水平、健康狀況等幾類常用的人口統計學指標。另外，由于60歲以上老年人家庭構成往往是多子女家庭，在老年人養老期間提供主要經濟資助的子女不一定就是代際同住的子女，所以本文將子女總經濟資助納入控制變量中。

表1給出了相關變量的具體描述。表2給出了不同區域范疇群體的描述性統計指標。由表2可見，處于不同區域范疇的老年群體存在一定程度的差異。從子女同住的分布情況看，城鄉結合區的平均代際同住水平要高于其他區域范疇群體，并且遠遠高于村莊地區的代際同住水平。此處比較符合我國的實際情況。此外，從教育程度和子女經濟支持角度看，主城區老年群體的平均教育水平遙遙領先，遠高于其他區域范疇的平均教育水平。從自評健康角度看，居住于城市區域內的老年人平均自評健康水平要低于居住于鄉鎮區域內的老年人平均自評健康水平。這可能是由于鄉鎮區域的老年人們生活中存在許多需要自己勞作的內容，他們在日常生活中得到了較好的鍛煉，身體較為硬朗。

表1 相關變量描述

表2 不同地域范疇群體的變量描述性統計

三、實證分析

（一）基準模型

為分析代際同住對老年人生活滿意度的影響，本文首先進行了基準有序模型估計，模型設定如下:

其中Yi為解釋變量，由5個等級劃分的生活滿意度。Icoresiding為關鍵解釋變量。為前文所述的控制變量。為獨立同分布的擾動項。為確保結論的穩健性，本文假設該模型分別服從正態分布和邏輯分布，即分別采用ordered-logit 與ordered-probit 兩種模型進行估計。

表3報告了模型（1）的估計結果。我們可以看出,代際同住對老年人生活滿意度產生顯著的提升作用，且兩種估計模型均在5%水平上浮。在其他解釋變量中，年齡對生活滿意度的評價具有顯著的正影響。在這里給出的解釋是年齡越高的老人，生活中所面對的繁瑣事項減少，只需安享晚年，因此對生活滿意度的評價較高。此外，處于婚姻狀態的老年人的生活滿意度評價也要高于未處于婚姻狀態的老年人，這說明婚姻亦能夠提升自我認同滿意程度。子女的經濟支持也對老年人生活滿意度起到了積極的作用，這可能是因為子女經濟贍養能夠提高老年人的生活水平，從而提高老年人的生活滿意度評價。

表3 基準有序模型系數估計結果

基于表3，本文進一步考察了代際同住對老年人生活滿意度的邊際影響即在其他控制變量處于均值水平時代際同住導致老年人生活滿意度等級被選擇概率的增減變化具體結果見表4。

表4 代際同住對老年人生活滿意度的邊際效應

表4說明,在生活滿意度取值不同的情況下與子女同住的邊際效應也呈現出一定程度的差異。以ordered-probit模型為例,當生活滿意度取值較低時(等級1-2),子女同住能夠降低老年人選擇生活滿意度較高的選項概率，范圍約在0.006-0.018區間內。同樣，與子女同住也提高了該群體選擇生活滿意度較高選項(等級3-5）的可能區間為0.05-0.012)內。此外，通過表4我們可以看出，該邊際效應的整體近似呈倒“U”字型分布，即生活滿意度的選項概率隨著選項等級的增加先上升后下降，且正向邊際效應遞減。Orderedlogit模型的結果同ordered-probit模型類似,此處不做贅述。

（二）異質性分析

鑒于前文的描述性統計結果，我們認為社會地位認同感的評價存在明顯的區域差異。為了檢驗性別因素導致的異質性效應，我們將樣本按不同行政層級地區進行分類，并進行ordered-logit回歸。表5展示了關鍵變量的回歸結果。

表5 代際同住對老年人生活滿意度的邊際效應

我們可以看出，與子女同住對農村老年群體的生活滿足感評價較高且顯著，這與之前的假設和經濟學研究結論一致。這很可能是因為農村老年人“養兒防老”的觀念較為根深蒂固，因此農村老年人對子女的依賴程度較高，從而使得子女同住帶來的生活滿意感更高。

四、結論

本文實證檢驗了老年群體與子女同住對其生活滿意感的影響。結果表明子女同住能夠顯著提升老年人的生活滿意感。另一方面，文章又討論了由地區行政層級差異導致的異質性。文章總結如下。首先，子女同住能夠顯著提升老年人生活滿足感。并且子女同住對老年人生活滿足感的邊際提升效應呈現遞減趨勢。此外，子女同住對不同子群體的生活滿足感提升程度存在組間差異。在其他條件一定的情況下，居住于行政層級低區的老年人與子女同住帶來的生活滿足感的提升要高于居住于行政層級高區域的老年人與子女同住帶來的生活滿足感的提升。