農村空巢老人主觀福利：經濟支持還是情感支持

鄭曉冬+方向明

摘要：基于2011年和2013年中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，運用線性概率模型（LPM）和遞歸多變量Probit模型討論了家庭支持與農村空巢老人主觀福利之間的關系。研究結果表明：家庭經濟支持和情感支持均有助于降低農村空巢老人抑郁癥狀概率，提高生活滿意度，且兩者中情感支持發揮著更為重要的作用；同時，家庭支持，尤其是家庭情感支持，對農村女性、年齡較大及鰥寡的空巢老人主觀福利有更明顯的促進作用。文章最后提出了促進農村空巢老人主觀福利的相關對策建議。

關鍵詞：家庭支持；空巢老人；主觀福利；CHARLS

中圖分類號：F328文獻標志碼：A文章編號：1009-055X（2016）06-0026-09

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2016.06.005

一、引言及文獻回顧

“空巢老人”通常是指子女因工作、學業、婚姻等原因長期離家或家中無子女而獨守“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，中國空巢老人問題愈加突出。根據國家統計局公布的《2015年國民經濟和社會發展統計公報》，2015年中國60周歲及以上老年人共2.22億，占總人口的16.1%。國家衛計委發布的《中國家庭發展報告（2015年）》則顯示空巢老年人已占老年人總數的一半，其中獨居老人占老年人總數的10%。空巢老人不僅經歷著身體機能衰退等生理障礙，同時由于子女不在身邊，也面臨著物質層面的贍養缺乏以及精神層面的寂寞與孤獨，這極大地影響了這部分人群的生活質量。因此，空巢老人的心理健康狀況比一般老年人更差[1-3]，抑郁狀況更加嚴重[4，5]，生活滿意度更低。[6]由于農村地區經濟水平相對落后，文化設施和文化活動相對匱乏，以及養老保障力度有限，農村空巢老人相對于城市空巢老人面對的養老難題更加復雜嚴峻。其中一點尤為明顯，即農村勞動力的大量外流使得農村家庭養老模式的基礎開始發生轉變，加大了農村老年人尤其是空巢老人的農業生產，撫育孫輩以及人情往來的壓力和負擔。

在農村社會保障體系還未完善，正式社會支持力度還有限的情境下，目前中國農村老年人的養老方式仍是以家庭養老為主。家庭支持對農村老年人，尤其是農村空巢老人的主觀福利有不可替代的作用。[7]那么現階段提高農村空巢老人主觀福利更需要的是家庭經濟支持還是情感支持？何種類型的農村老巢老人對家庭支持需求最為迫切？接下來，本文將試圖回答上述問題。這對改進農村養老服務體系，提高空巢老年人生活質量具有重要意義。

家庭支持是老年人接受的非正式社會支持的核心，可分為實際支持（receivedsupport）和領悟性支持（perceivedsupport），實際支持指家庭其他成員對老年人在物質和經濟上的援助及服務，領悟性支持則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濟支持和情感支持，前者是家庭其他成員對老人的轉移支付，后者則主要是家庭其他成員看望、通訊及生活照料等。主觀福利則是個體對其精神生活和物質生活的評價[9]，通常是指心理健康水平、主觀幸福感或生活滿意度。[10-11]其中，心理健康水平是對精神生活的主觀評價，而主觀幸福感和生活滿意度則表示精神生活和物質生活的綜合評價。

目前在關于家庭支持與老人主觀福利關系的研究中，多數認同家庭支持的增益作用。張文娟和李樹茁（2005）指出，子女提供的經濟支持滿足了老人因經濟和生理狀況惡化產生的需求，從而有助于老人的心理健康和生活滿意度。[12]王萍和高蓓（2011）發現，子女的經濟支持和情感支持均能減緩老人認知功能的衰退，改善心理福利。[13]陶裕春和申昱（2014）認為，子女是家庭中的核心成員，其經濟支持是老年人晚年的基本生活保障，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感、分擔和排解老人的負面情緒。[14]張騎和王玲鳳（2010）對浙江的1250例城市空巢老年人進行調查，發現子女經濟支持以及情感支持對空巢老人的心理健康均有顯著正向影響。[15]Leungetal.（2007）基于臺灣507位城市老年人數據統計得出，情感交流和精神寬慰比經濟上的幫助對老人心理健康的增益作用更加明顯。[16]吳海盛（2009）針對江蘇省農戶的微觀調查研究結果顯示，經濟支持主要來源于配偶及子女，子女的精神慰藉令農村老人生活滿意度更高。[17]

概括而言，目前絕大多數研究顯示家庭支持對農村老人的主觀福利有正向影響，關于家庭經濟支持和情感支持對老年人主觀福利影響差異的研究較少，以農村空巢老人為研究對象的文獻更為零星，且以上研究未考慮家庭支持與老年人主觀福利間的內生性，存在有效性和可靠性的問題。此外，已有相關研究所得結果多數基于區域性小樣本數據，其結果的適用性和地域代表性有限。因此，文章基于2011年和2013年覆蓋28個省150個縣的中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，首先采用線性概率模型（LPM）初步判斷家庭經濟支持和情感與空巢老人主觀福利的關系，而后運用遞歸多變量Probit模型（RecursiveMultivariateProbit）加入相應工具變量進行估計試圖克服可能存在的內生性問題，進而得到家庭經濟支持和情感支持對空巢老人主觀福利影響的一致估計。在此基礎上進一步研究在不同空巢老人特征上這種影響的差異，得出提高農村空巢老人主觀福利的有效措施。

二、數據描述與實證策略

（一）數據來源

文章所使用的數據來自2011年和2013年的中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據。CHARLS是目前我國唯一以中老年人為調查對象的大型家戶調查，其調查對象是隨機抽取的家庭中45歲及以上的居民，調查內容包括家戶信息、被訪者健康狀況和功能、醫療保健與保險、工作、退休和養老金以及收入、支出與資產等情況。CHARLS調查每兩年進行一次，全國基線調查于2011—2012年進行，覆蓋28個省150個縣，約1萬戶家庭中的1.7萬人，2013年CHARLS進行了首次追蹤調查。由于研究對象為農村空巢老人，根據定義，為體現子女的長期離家的特征，在數據中保留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，或無子女的農村空巢老人樣本。剔除相關變量數據缺失嚴重的樣本后，最終得到樣本數量為8549個。

（二）模型設定與變量說明

1.模型設定

文章的基本回歸模型如下：

SWit=β0+β1FSit+β2ESit+β3Xit+εit（1）

式（1）中，SWit代表第i個空巢老人在第t期的主觀福利，選取有無抑郁癥狀和生活是否滿意。FSit和ESit分別表示第i個空巢老人在第t期家庭經濟支持和情感支持，分別選取有否經濟支持和情感支持測度。Xit為一系列隨時間變化的控制變量。εit為個人層面的隨機擾動項。當因變量為虛擬變量時常用的計量模型包括Probit、Logit、LPM模型等。由于在面板數據中采用固定效應Probit或者Logit模型所得估計系數有偏[18]，故采用線性概率模型（LPM）初步判斷家庭經濟支持和情感支持與農村空巢老人的主觀福利的關系。

以上為不考慮內生性時的模型形式，如模型中存在內生性，上述模型的關鍵自變量估計量將有偏且不一致，因此采用帶工具變量的遞歸多變量Probit模型進行估計。一方面，由于農村空巢老人的主觀福利與家庭經濟支持以及情感支持并不相互獨立，因此這些方程組的誤差項極有可能相關，比如由于子女工作生活繁忙等原因，在其自身時間資源分配中，更多地將時間用于工作來獲取更多的經濟回報，以求更好地贍養老人及撫育下一代，因而在老人的家庭支持中，出現了經濟支持削弱、替代情感支持的現象。[19-20]如此，分別以家庭經濟支持和情感支持為因變量的方程間的誤差項相關的可能性很高，而多變量Probit模型則允許方程之間的誤差項相關，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村空巢老人主觀福利間可能存在的雙向因果關系或者由其他不可觀測因素共同影響，參照已有研究的做法[21-22]，對兩個關鍵自變量加入工具變量并進行聯立估計以求糾正這一方面的內生性。具體模型可以由以下方程組表示：

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為不可觀測的潛變量，當其大于0時，相應結果變量SWit、FSit和ESit等于1，否則結果變量等于0。所選取的工具變量需要滿足與其對應的內生變量顯著相關，但與誤差項無關的條件。通過上述遞歸多變量Probit模型，可以得到家庭經濟支持和情感支持對農村空巢老人主觀福利影響的一致估計。

2.變量說明與描述

（1）因變量

文章的因變量為農村空巢老人的主觀福利，借鑒已有典型文獻的指標選取[23，24]，采用有否抑郁癥狀以及生活滿意度進行衡量。抑郁癥狀由CHARLS問卷中包含10個問題的簡版抑郁自評量表（CES-D10）所得抑郁指數轉化得到。CES-D10量表具有較高的信度和效度[25]，量表中每個問題均有四個選項代表相應程度的高低，一般從低到高分別賦值為0～3分，10個問題匯總即可得到最終的抑郁指數，其取值范圍為0～30分抑郁量表的10個問題包括：過去一周“我因一些小事而煩惱”“我在做事時很難集中精力”“我感到情緒低落”“我覺得做任何事都很費勁”“我對未來充滿希望”“我感到害怕”“我的睡眠不好”“我很愉快”[ZZ）]“我感到孤獨”“我覺得我無法繼續我的生活”。各個問題均有相同的四個選項，分別為：①很少或者根本沒有（<1天）；②不太多（1～2天）；③有時或者說有一半的時間（3～4天）；④大多數的時間（5～7天）。在對每題賦值時，第5題與第8題（下劃線標注）的賦值方向與其他題目相反，按照選項分別賦值3～0。，抑郁指數越高表示抑郁程度越高，心理健康水平越低。抑郁指數在10分及以下表示無抑郁癥狀，10分以上表示存在抑郁癥狀。[26]CHARLS問卷生活滿意度變量原為五級變量，分別為“極其滿意”“非常滿意”“比較滿意”“不太滿意”和“一點也不滿意”，這里將前三項定義為滿意，后兩項定義為不滿意，分別賦值1和0。表1為各變量的描述性統計，全樣本中37%的農村空巢老人存在抑郁癥狀，生活滿意的空巢老人占總體的87%。與2011年相比，2013年農村空巢老人的抑郁癥狀發生率下降9個百分點，生活滿意度基本不變，可見農村空巢老人主觀福利隨時間推移有一定的提升。

（2）自變量

家庭支持情況。CHARLS問卷關于家庭支持的變量包括子女經濟支持、孫子女經濟支持、子女看望、子女通訊聯系等，我們將家庭經濟支持變量設為虛擬變量，農村空巢老人去年收到過子女或者孫子女的轉移支付，則賦值為1，否則賦值為0。類似的，將家庭情感支持也設為虛擬變量，分為看望與通信兩類，按照兩者的特點進行區分，如子女看望頻率為每半年一次及以上，則賦值看望變量為1，否則賦值為0；如與子女通過打電話等方式通信的頻率為每月一次及以上，則賦值通信變量為1，否則賦值為0。具體變量說明和統計見表1，可見農村空巢老人接收的家庭經濟支持、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2011年相比，2013年總體家庭經濟支持概率大幅提高，增加了29個百分點，而家庭情感支持中看望頻率增長有限，通信頻率提高了17個百分點。

控制變量。參考相關研究，選取的控制變量包括被訪者的人口統計特征、社會保障與家庭情況、初始健康狀況以及健康行為四方面。其中，人口統計特征包括性別、年齡、婚姻狀態、受教育程度、工資收入；社會保障與家庭情況包括有否醫療保險、養老保險、家庭人口規模；初始健康狀況與健康行為對應有否慢性病和是否參加社交活動。具體變量說明與統計見表1。

（3）工具變量

家庭經濟支持的工具變量。借鑒Young和Chetna（2012）的做法[27]，將農村空巢老人健在子女個數作為家庭支持中經濟支持的工具變量。理論而言，空巢老人的主觀福利與其健在子女個數并無直接聯系，其福利取決于其子女的經濟和情感支持，而空巢老人的健在子女個數越多，其接收到的子女轉移支付的概率將更大。因此，健在子女個數理應滿足工具變量所需的相關性與外生性要求。

家庭情感支持的工具變量。為區別家庭經濟支持的工具變量，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直接關系，而與子女教育所衍生出的經濟支持和情感支持直接相關。如此，子女的受教育程度也滿足工具變量的要求。

三、實證結果

（一）基準估計結果

表2報告了家庭經濟支持與情感支持與農村空巢老人主觀福利關系的LPM模型估計結果。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固定效應模型回歸結果，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。

由基準估計結果可知，無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模型，家庭經濟支持和情感支持均與農村空巢老人的抑郁癥狀有顯著的負相關關系，同時顯著與農村空巢老人的生活滿意度正相關。從各關鍵自變量發揮作用的大小來看，多數回歸結果支持家庭情感支持對老年人的抑郁癥狀緩解作用和生活滿意度的增益效應相對更大，即農村空巢老人每年接受家庭經濟支持對其主觀福利的邊際促進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

如前所述，單方程Probit模型所得估計量的無偏有效性依賴于模型設定不存在內生性問題，一旦出現這一問題，以上模型的估計結果將是不可靠的。因此，接下來采用帶工具變量的遞歸多變量Probit回歸模型進行估計以求解決這一問題。

表3報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癥狀和生活滿意度的兩個遞歸多變量Probit回歸模型的協方差矩陣及似然比檢驗結果，從該表數據可知，兩個方程組的似然比檢驗χ2值分別為18.02和13.36，均通過了1%的顯著性檢驗，表明兩個方程組中的各個方程間的誤差項存在相關性，這顯示了采用多變量Probit模型的合理性。同時，在方程間的協方差矩陣中，分別以看望與經濟支持為因變量的方程誤差項顯著相關，這也符合前述討論。

表4為以看望變量代表家庭情感支持，且帶工具變量的遞歸多變量Probit模型的回歸結果。在解釋回歸結果前，首先檢驗工具變量選取的可靠性。可以發現，不論是以何種主觀福利度量方式的方程組中，包括健在子女數以及子女平均受教育程度均與相應因變量有顯著的相關性，且通過了1%的顯著性檢驗。用于檢驗工具變量的有效性似然比檢驗結果顯示，最終因變量為抑郁癥狀和生活滿意度的遞歸多變量Probit模型的似然比檢驗χ2值分別為68.94和66.58，均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，說明加入工具變量有助于緩解內生性問題。

從遞歸多變量Probit模型回歸結果來看，家庭經濟支持和情感支持均能顯著提高農村空巢老人的生活滿意度，對比兩者系數可知，家庭情感支持生活滿意度促進作用更大。同時，家庭情感支持對農村空巢老人的抑郁癥狀有顯著的負向影響，而家庭經濟支持的影響并不顯著。該結果與基準估計所得結果基本一致。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模型進行回歸估計，發現方程組的各方程間仍存在顯著的誤差項的相關性，估計結果與看望作為家庭情感支持變量的結果類似，家庭情感支持仍是改善農村空巢老人的抑郁癥狀，提高生活滿意度的相對更重要的支持方式。

[HT4”F]（三）穩健性檢驗：家庭支持影響的異質性

以上是將農村空巢老人作為一個整體進行的研究，但不能忽略因不同個體特征形成的異質性，研究這一群體的異質性有助于提高認識問題的深入性和制定問題對策的針對性。因此，文章分別從性別、年齡、婚姻狀況等方面對樣本進行了分組子樣本回歸。其中，年齡分為65歲以下和65歲及以上，前者表示退休初期，而后者表示退休中后期。婚姻狀況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果。從性別分組來看，家庭支持尤其是情感支持對農村女性空巢老人的抑郁癥狀改善和生活滿意度提高更明顯；從年齡分組來看，家庭情感支持對65歲及以上的農村空巢老人的抑郁癥狀有顯著負向影響，對生活滿意度的影響正向顯著，而對65歲以下的農村空巢老人的作用則未通過顯著性檢驗；從婚姻狀況分組來看，家庭情感支持對農村離婚、喪偶的空巢老人的抑郁癥狀和生活滿意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。產生這一結果的原因在于，在老人群體中，女性在教育程度、收入等社會經濟水平上往往比男性老人更低，且相對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，獨居老年人更加缺乏情感交流，這部分老人群體的心理健康水平和生活滿意度相對更低[28，29]，而家庭支持對心理壓力處于中高程度具有更大的增益效應。[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，運用相同方法進行分組子樣本回歸估計，所得結論基本一致。

四、結論與建議

農村空巢老人主觀福利直接關系到整體農村老年人的生活質量及家庭和睦程度，對農村社會的穩定發展有重要影響。文章根據2011年和2013年中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）兩期數據運用線性概率模型（LPM）初步考察了家庭經濟支持和情感支持與農村空巢老人主觀福利的關系，同時，考慮到可能存在的內生性問題，采用帶工具變量的遞歸多變量Probit模型進行回歸估計，并分別從性別、年齡、婚姻等方面進行分組子樣本回歸以檢驗模型的穩健性。研究結果表明，家庭經濟支持和情感支持均有助于提升農村空巢老人的主觀福利，且兩者中情感支持發揮著更為重要的作用。同時，家庭支持，尤其是家庭情感支持，對農村女性、年齡較大、鰥寡空巢老人的主觀福利有更明顯的促進作用。

本文的研究結論對提升農村空巢老人的主觀福利具有重要的現實意義。為《中華人民共和國老年人權益保障法》中所提到的“與老年人分開居住的家庭成員，應當經常看望或者問候老年人”要求提供了經驗證據。子女外出后往往更重視給農村父母更多的經濟補償，但卻忽視了與父母的情感交流和精神慰藉，而這恰恰可能是現階段農村空巢老人所最需要的。因此，對于農村空巢老人的子女，在保證經濟支持的同時，應通過更多的情感支持降低父母的孤獨感，提高生活滿意度。要達到這一點，一方面是通過宣傳以及立法等方式喚醒子女對空巢老人提供更多的家庭情感支持，另一方面，需要給予農民工更多權利，著力提高其收入水平，從而從根本上緩解農村空巢老人問題。此外，作為家庭支持的補充，社區養老服務的數量和質量也需得到提高。鑒于不同類型農村空巢老人的異質性，社區養老服務和家庭支持，尤其是家庭情感支持，應對女性、高齡和鰥寡的空巢老人有所側重。

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Abstract：Usingthedatafromthe2011and2013ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy（CHARLS），thelinearprobabilitymodel（LPM）andrecursivemultivariateprobitmodelwereconductedtoexaminetherelationshipbetweenfamilysupportandsubjectivewell-beingoftheruralemptynestelderly.Theresultsofthestudyshowthat：bothfamilyfinancialsupportandemotionalsupporthavehelpedtoreducethechanceofdepressionandimprovelifesatisfactionfortheemptynestelderlyinruralareas，butemotionalsupportplaysamoreimportantrole.Furtheranalysesshowthattheimpactsoffamilysupport，especiallyfamilyemotionalsupport，onthesubjectivewellbeingoftheruralemptynestelderlyaremoresignificantforwomen，thoseabove65，andthosewidowed.Finally，thispaperproposessomesuggestionsonhowtoimprovesubjectivewellbeingoftheemptynestelderlyinruralareas.

Keyword：familysupport；emptynestelderly；subjectivewell-being；CHARLS

（責任編輯：潘江曼鄧澤輝）