社會支持對老年人身體健康和生活滿意度的影響

鄭志丹+鄭研輝

摘 要：基于2013年中國健康與養老追蹤調查數據，本文在IV-Oprobit模型的基礎上，引入子女數量和城鎮居民平均工資作為工具變量以克服家庭代際經濟支持的內生性問題，實證檢驗了人口老齡化加速背景下，“社會養老”模式和 “養兒防老”模式如何對老年人的身體健康和生活滿意度產生影響，兩者之間是否存在替代或者協同效應。實證結果表明：總體而言，家庭代際經濟支持由老年人的身體健康狀況決定，并且兩者呈現出顯著的負相關關系，同時它還將對老年人的生活滿意度產生積極的影響；進一步的分析發現，家庭代際經濟支持對高齡老年人的身體健康發揮了增益作用，而低齡老年人所獲得的家庭經濟供養則與其健康狀況負相關；此外，子女的日常照料使得父母的身體健康和生活滿意度雙雙提升；社會正式支持中僅城鎮職工養老保險能夠提升老年人的生活滿意度，而參加新農保和新醫保將會顯著提升家庭代際經濟支持水平，從而間接促進老年人的身體健康和生活滿意度。由此可見，“養兒防老”和“社會養老”呈現出協同促進效應，而非替代效應。

關鍵詞：養兒防老；社會養老；代際經濟支持； 協同效應

中圖分類號：C913.6 文獻標識碼：A 文章編號：1000-4149（2017）04-0063-14

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2017.04.007

Re-examine Based on the Endogenous of Intergenerational Economic Support

ZHENG Zhidan1， ZHENG Yanhui2

（1. Economic College， Hebei University， Baoding 071000， China；

2. School of Sociology and Population Study， Remin University，Beijing 100872， China）

Abstract：Based on the data of China Health and Retirement Longitudinal Study in 2013， this paper introduces children number and average wage level of urban residents as instruments to overcome the endogenous problem of family intergeneration support. Using the IV-Oprobit model， this paper empirically examines how the family intergeneration support network and social support network affect the health

and life satisfaction of the old people. Are there substitutional effect or synergistic effect between family support and social support？ The empirical results indicates that the family intergenerational support is determined by the health of the elderly and they present a significant negative relationship. Meanwhile， it has a positive impact on their life satisfaction. The further analysis indicate that the family intergenerational support improve the health of advanced age old people. And the family intergenerational support of lower age old people is negatively related with their healthy condition. In addition， daily care of the children lead parents health and life satisfaction both ascend. Only the endowment insurance of the urban worker can improve the elderly life satisfaction，but the participation of the new agriculture insurance and health insurance will significantly promote the intergeneration economic support and then promote the health and life satisfaction of the old people. Therefore， there is a significant synergistic effect rather than substitution effect between family support and social support.

Keywords：

family intergeneration support； social support； intergenerational economic support； synergistic effectendprint

一、引言

人口老齡化已成為當今世界最為突出的社會問題之一，但與西方自發的人口轉變過程不同，我國老年人口的大規模、快速增長則是計劃生育政策的加速效應，經濟、社會和醫療發展所帶來的家庭少子化和延壽效應

國家統計局數據顯示：一方面，我國總和生育率從1950年的5.81大幅下降至2015年的1.55，盡管二孩政策使得2015年的總和生育率較2010年1.18的最低點已有大幅回升，但仍不到世界平均水平的一半，甚至低于歐美等發達國家；另一方面，2015年我國人口平均預期壽命為76.34歲，較1950年的40.76歲提升了1.87倍之多。共同作用的結果：據國家統計局資料顯示，截至2015年末，我國60歲以上老年人達2.22億，占總人口的16.1%，65周歲以上老年人已增至1.44億之多，分別占世界老年人口以及我國總人口的23.3%和10.5%，并將以每年3%的速度增長。更為窘迫的現狀是在老年人口快速擴張的同時，社會養老保障服務體系的發展卻嚴重滯后

截至2015年底，全國養老床位數僅669.8萬張，每千名老人擁有床位數30.17張，盡管已經較5年前增長了70.2%，但仍低于發達國家50‰—70‰（張/人）的平均水平。具體參見：http：//zys.ndrc.gov.cn/xwfb/201603/t20160311_792460.html

，家庭支持仍是老年人晚年生活的主要保障和最終依靠。但在計劃生育政策以及以往作為老年人主要照料者的女性逐漸走出家庭的雙重壓力下，以傳統“養兒防老”為支撐的社會支持網絡能否保障老年人的身體健康和生活滿意度不僅是眾多“四二一”家庭所面臨的新的巨大挑戰，也成為關乎國計民生和國家長治久安的重大戰略性問題。

作為中國傳統儒家文化核心組成部分的“養兒防老”觀念由來已久[1]，針對這一現象，學者們分別從“養兒防老”的動因、影響因素以及“社會養老”模式對傳統家庭養老模式的沖擊等角度展開了大量的理論和實證研究，但限于數據、模型和方法等因素并未達成一致的看法。首先，從“養兒防老”的動因角度出發，費孝通認為傳統的“養兒防老”觀念實際上是一種家庭的“反哺模式”，而西方社會則是“接力模式”[2]；類似地，甄聰和西爾弗斯坦（Silverstein）的研究進一步表明以傳統“養兒防老”為支撐的家庭支持網絡是一種代際互惠的因果關系：子女對父母的照顧支持是基于“報恩”的傳統倫理觀念[3]，同時女婿和兒媳在照顧老人時扮演著“拾遺補缺”的角色[4]；相反的，鄭丹丹和易楊忱子通過研究則發現互惠和利他模式對城市代際支持問題的解釋力度更高，傳統的無條件反哺式權力孝道已不再適用當前中國社會[5]；此外，劉愛玉和楊善華通過研究發現在有子女提供經濟支持的家庭中，父母往往以做家務和照顧孫子女方式作為回報[6]，但子女也可能在提供經濟支持的同時疏于精神和心理支持，進而加劇了父母的心理負擔[7]。

其次，于長永利用2009年全國10省的調查數據研究了農民 “養兒防老”態度的影響因素，結果表明年齡、健康狀況、民族和家庭關系等因素對農民的“養兒防老”觀念產生顯著影響[8]；羅玉峰等的研究則表明經濟發展水平和子女外出務工將顯著弱化“養兒防老”觀念，而傳統文化、族群聚集和宗族關系是維系家庭代際養老模式的主要影響因素[9]；王增文等的研究進一步表明農村居民對“養兒防老”觀念的認知程度受到互助養老模式和新農保制度等多種因素的影響，其對“養兒防老”和“自身養老”持認同態度的比例高達73.1%[10]。

再次，石雷雨認為社會正式支持系統，如退休金和養老補貼的發放，將在很大程度上緩解老年人的經濟壓力[11]，特別是在城鄉結合部和農村地區，這種“緩沖器效應”更加明顯，但老年人轉移支付收入的增加勢必導致子女將原有的用于供養老年人的資金轉作他途，即產生“替代效應”[12-13]，但這種替代效果十分微弱[14]；與此相反，胡宏偉等則認為，參加醫療和養老保險計劃將在一定程度上加重老年人的經濟負擔，子女將不得不增加對其的經濟支持，從而產生“協同效應”[15]。

最后，其他一些學者則特別關注了“養兒防老”抑或“養女防老”的生育選擇問題，如尹銀的研究表明至少擁有一個兒子或兒女雙全的家庭均未能顯著地提高老年人的生活質量，因此他認為養兒未必能防老[16]；于長永則認為“養兒防老”的觀念存在顯著的代際差異并呈現出弱化趨勢，而“養女防老”的思潮正悄然興起[17]；鄭丹丹和易楊忱子的研究進一步表明大多數子女都將為父母提供代際支持，但女兒在生活和感情上對父母的支持往往多于兒子[5]。

本文并不探討“養兒防老”還是“養女防老”何者處于支配地位，而是嘗試回答“家庭養老”

本文“養兒防老”中的“兒”同時包含兒子和女兒。模式和“社會養老”模式如何影響老年人的身體健康和生活滿意度， “多子多福”的傳統生育觀總體上是改善了還是惡化了老年人的身體健康和生活滿意度？“養兒防老”的傳統家庭支持和社會正式養老網絡是否呈現出此消彼長的態勢？目前，國內有關養兒能否防老的研究還不多見，更談不上深入，且大多采用定性的規范分析，盡管少數研究采用了定量實證分析，但大多基于小范圍的問卷數據調查[18-20]，更為重要的是現有研究均忽略了家庭支持與老年人身體健康和生活滿意度的內生性問題[21-23]，估計結果的穩健性有待商榷。為了克服前期研究的局限性，本文選取北京大學國家發展研究院提供的2013年中國健康與養老追蹤調查數據（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS），在IV-Oprobit模型的基礎上，引入子女數量和城鎮平均工資作為工具變量以克服模型的內生性問題，實證檢驗了家庭代際支持如何對老年人的身體健康和生活滿意度產生影響，是否存在社會正式支持對家庭代際經濟支持的擠出效應。

二、實證設計endprint

本文的目的在于探析 “養兒防老”模式和“社會養老”模式能否保障老年人的身體健康和生活滿意度，兩者之間是否存在替代或者互補效應。為了實現這一目標，我們選取北京大學中國健康與養老追蹤調查數據庫提供的自評健康（取值1—5，分別代表很不好、不好、一般、好和很好）和自評滿意度（取值1—5，分別代表一點也不滿意、不太滿意、比較滿意、非常滿意和極其滿意）作為反映潛在社會支持和養老需求的因變量，分別記作Health和Satisfaction。盡管前期研究，如陶裕春和申昱[23]采用二元分類變量健康/不健康來測度老年人生理和心理健康的設定方法，能夠在一定程度上反映老年人的生活習慣、認知和抑郁等問題，且具有一定的實踐意義，但其弊端也相當明顯：具有相同疾病、認知和抑郁等特征的老年人其社會支持和養老需求

理論上來講，老年人的社會支持/養老需求的大小應當以其獲取社會支持的數量和質量的乘積來表示，或者用相對統一的標準質量的社會支持來衡量。可能存在巨大的差別，而采用上述客觀健康指標顯然無法反映這種差別。此時，采用主觀自評指標不僅能夠反映生活狀況、疾病、認知和抑郁等客觀因素，還能反映個體差別化的社會支持和養老需求，綜合而言，一個人的身心健康程度越差，其社會支持需求就越大。

1. Ordered Probit模型

鑒于Health和Satisfaction是受限的有序數據（Ordered Data），此時若采用OLS估計將是有偏且不一致的，因此，本文采用Oprobit模型（Ordered Probit，下稱Oprobit）進行估計。Oprobit模型是典型的受限被解釋變量模型（Limited Dependent Variable Model）的一種，其核心思想是通過對可觀測的有序數據建立Oprobit模型，從而研究不可觀測的潛變量（Latent Variable）變化規律的研究方法，由于無法觀測到y*的具體數值，因此，可將潛在的社會支持/養老需求y*看作是一種潛變量，y*的線性方程可表示為：

y*i=βFESi+ηx′i+εi i=1，2，…，N（1）

其中，y*i是潛在的社會支持/養老需求，FESi為家庭代際經濟支持

本文擬采用兩種度量方式作為家庭代際經濟支持的代理指標：其一，

FESi=1時表示子女給予的經濟支持大于父母給子女的經濟支持，否則FESi=0；其二，若子女給予父母的經濟支持減去父母給子女的經濟支持的凈額大于0，則取對數，否則取0，記作FES*i。，是我們最為關注的自變量，x′i為一系列影響社會支持/養老需求的自變量，β和η為其系數，εi為殘差項。盡管y*為不可觀測的潛變量，但其與另一系列可觀測的有序數列yi具有如下關系：

yi=F（y*i）=1 y*i<α1

2 α1≤y*i<α2…J αJ-1≤y*i（2）

其中，yi為離散數組{1，2，…，J}，代表第i個老人的身體健康和生活滿意度程度；α1<α2<…<αJ為待估的切點參數，將y*i劃分為J個區間，這樣，y的第i個觀測值j落入某一區間的概率可以表示為：

P（yi=j）=F（α1-βFESi-ηx′i） j=1

F（αj-βFESi-ηx′i）-F（αj-1-βFESi-ηx′i） 2≤j≤J-1

…

1-F（αj-1-βFESi-ηx′i） j=J（3）

然后，將因變量替換為yi，構建Oprobit模型：

yi=F（βFESi+ηx′i+εi） i=1，2，…，N（4）

根據公式（4），我們可以寫出第i個觀測值j所對應的對數似然函數：

lnL=∑Ni=1∑Jj=1ln[F（αj-βFESi-ηx′i）-F（αj-1-βFESi-ηx′i）]（5）

通過極大似然估計就可以得到Oprobit模型的系數β、η和αi（j

2. 模型的內生性

值得注意的是，家庭代際經濟支持（FES）和日常照料支持（FC）與老年人的

身體健康和生活滿意度

可能互為因果，從而導致模型（4）產生嚴重的內生性問題。一方面，代際支持可能會對父母身體健康和生活滿意度產生影響，即子女的代際經濟和日常照料支持能夠滿足老年人養老需求，排遣老年人的孤獨和恐懼感，使其得到精神安慰，改善身體健康和生活滿意度狀況；但代際支持也可能會降低老年人的自我效能感和家長權威感，從而影響其身體健康和生活滿意度水平[24]。另一方面，代際經濟支持的決定也可能受到父母身體健康和生活滿意度狀況的影響：在儒家孝文化和“養兒防老”思想的影響下，罹患疾病或對生活現狀不太滿意的老年人勢必向子女尋求經濟和心理支持，以支付高昂的醫療費用或改善生活條件；然而，稀缺資源在代際間的再分配可能會導致家庭代際沖突，而子女的長期照料和老年人的苛刻要求也可能滋生子女的不滿情緒，從而導致代際沖突，并最終降低代際支持水平[23]。由此可見，家庭經濟支持和日常照料并非是隨機的變量，而是家庭和個體的自我選擇行為，這將使得我們無法推斷代際支持和父母的身體健康和生活滿意度是如何相互作用和相互影響的。此外，鑒于中國健康與養老追蹤調查數據庫并未提供家庭和社會照料數據，而僅僅提供了家庭和社會照料的預測數據，即當日后需要照料時可選擇的照料類型，尚未形成實質性的雙向因果關系，因此，我們僅需考察家庭代際經濟支持的內生性問題。

3. 工具變量的選取

前面的分析表明生活不能自理的老年人可能更愿意向子女尋求代際支持，而家庭代際支持可能會促進老年人的身體健康和生活滿意度，也可能導致代際沖突從而不利于老年人的身體健康和生活滿意度，這就使得普通的Oprobit估計是有偏的，因此，本文擬在普通Oprobit模型的基礎上引入工具變量（Instrument Variable）以克服代際經濟支持可能導致的內生性問題。

工具變量的選取應當滿足兩點要求：其一，工具變量應當與內生變量高度相關；其二，工具變量應當與模型不可觀測的異質性εi不相關。我們借鑒齊豪和毛尚熠[25]以及安特曼（Antman）[26]的做法，分別采用子女數量和父母所在地的城鎮職工平均工資水平作為工具變量。選擇子女數量的原因是由于受到傳統“多子多福”和“養兒防老”觀念的影響，老年人的生活質量和兒女數量緊密聯系在一起[20]，子女越多的家庭，父母得到供養的概率和數量越大，因此，我們推斷子女數量應當與家庭代際經濟支持正相關；另一個工具變量是父母所在地的城鎮平均工資水平，老年人自身社會經濟地位的提高將顯著影響其生活質量[16]，所在地的平均收入水平越高，則父母選擇自食其力并拒絕子女經濟支持的概率越大，據此可以預見，城鎮平均工資水平應當與代際經濟支持負相關；此外，為了防止城鎮平均工資通過影響父母的收入水平進而對其身體健康和生活滿意度產生影響，我們還在模型中加入父母的收入變量，以期盡可能地消除城鎮平均工資水平作為工具變量的內生性問題。

為了進一步檢驗工具變量的選取是否滿足條件二，即杜絕工具變量與模型（4）的殘差可能存在的自相關問題，我們用工具變量（子女數量和父母所在地的平均工資水平）對模型（4）的殘差進行了回歸分析，結果表明回歸的擬合線幾乎是一條水平線，表明子女的數量以及父母所在地的工資水平與父母的身體健康和生活滿意度幾乎不相關[27]，因此，我們認為本文選取的工具變量是合理的。

4. IV-Oprobit模型設定

為了控制模型的內生性問題，借鑒赫克曼（Heckman）的處理方法[28]，本文采用兩階段回歸構建IV-Oprobit模型。首先，將內生的家庭代際經濟支持變量對工具變量和所有外生解釋變量以及控制變量做Probit回歸

FESi為二分類變量，默認切點為0；而當采用代際經濟支持凈額

FES*i進行分析時，則需做相應的OLS回歸。以期獲取FESi的擬合值和控制變量，變量定義見表1，νi為殘差。

三、數據來源

本文的數據來自中國健康與養老追蹤調查（CHARLS），該項目由北京大學國家發展研究院主持，基于2011年全國基線調查數據展開，采用多層多階段抽樣調查，每兩年更新一次。本文選取的數據

更新至2013年，包含全國28個省、自治區和直轄市的150個縣、450個社區（村）的45歲及以上

中老年人家庭和個人，約1萬戶的1.7萬人。剔除數據不全的樣本后，得到60歲以上的老年人樣本共計4986個，變量的描述性統計見表2。

從表2 Panel B的變量描述性統計結果來看，自評健康的均值為2.946，表明老年人的健康水平介于不好和一般之間，靠近一般一側；自評滿意度的均值為3.161，介于比較滿意和非常滿意之間，靠近比較滿意一側；說明老年人的生活滿意度略高于身體健康水平，但整體來看，我國老年人的身體健康和生活滿意度狀況并不好，僅達到一般水平。其次，家庭經濟和日常照料支持的均值分別為0.714和0.610，而社會照料的均值僅為0.020，初步表明現階段“養兒防老”仍然是老年人維持基本生活保障的主要來源。從社會經濟支持來看，占樣本總數74.3%的農村老年人口中，分別有95.12%和70.12%的人口參加了新醫保和新農保，而城鎮居民醫療保險和養老保險的覆蓋比例分別為85.21%和83.26%，表明我國社會保障體系建設已經發生了質的飛躍，但能否保障老年人的身體健康和生活滿意度仍需進一步檢驗。再次，居住于城市的老年人口顯著高于城市戶籍人口所占比重（39.8%>25.7%），說明老年人可能出于生活質量、醫療、務工和照看孫子女等需求從農村向城市轉移，符合人口從農村流向城市的遷移規律。最后，ADL的均值為4.482，表明老年人在穿衣、吃飯、洗澡、起床和如廁等日常生活中至少面臨著一項困難，因此，ADL可能是影響老年人身體健康和生活滿意度的主要因素。

此外，在表2的Panel A中，我們還根據有無代際經濟支持把樣本分為兩組，結果表明除了婚姻狀況和社交活動以外，其他變量在兩組間均呈現出顯著的差異，特別值得注意的是健康程度更差的老年人反而能夠獲得更高的代際經濟支持，參加新農保和新醫保的老年人獲得經濟供養的概率更高，并且代際經濟支持的提高將會提升老年人的生活滿意度和家庭照料預期。據此我們可以初步推斷，罹患疾病的老年人為了支付高額的醫療費用而不得不索取更高的經濟供養，同時參加新農保和新醫保將會帶來家庭經濟支持的擠入效應，進而提升老年人的幸福感。

四、實證結果及解釋

1. IV-Oprobit模型估計結果

表3列示了IV-Oprobit模型的一階段回歸結果，鑒于一階段回歸是內生解釋變量對工具變量和所有的外生解釋變量以及控制變量的回歸分析，這就給我們提供了一個深度解析家庭代際經濟支持的影響因素的絕佳機會。首先，從表3欄位（1）的回歸結果來看，為子女提供照看孩子、做家務等服務的父母，將獲取更高的代際經濟支持作為交換，這與陳皆明[29]以及王躍生[30]的結論一致；并且代際經濟支持與父母年齡存在二次曲線關系，即隨著父母年齡增長，子女的經濟供養的概率先增后減，并在73歲達到最大值；而為父母提供日常照料或者與父母的關系越發親密的子女，往往更傾向于為父母提供經濟支持。此外，參加新醫保和新農保將顯著提高子女對父母經濟供養的概率，即新農保和新醫保能有效減輕老年人經濟負擔，釋放其潛在的社會支持、養老需求和醫療服務需求，進而促使其購買更多的醫療服務，最終帶來“養兒防老”和“社會養老”的協同效應，而非替代效應。性別、婚姻、居住地、收入以及與子女同住等變量顯著為負，說明男性、有配偶、居住地在城市以及與子女同住的老年人，獲得子女代際經濟支持的概率更小。

其次，作為對比，我們還在表3的欄位（2）中采用家庭代際支持的凈額作為被解釋變量，檢驗了本文結論的穩健性，并得到了與欄位（1）相似的結論，但兩組回歸系數卻存在本質上的區別：欄位（1）的回歸系數代表自變量的變動所導致的家庭代際支持概率的變動，而欄位（2）的系數則表endprint

示自變量的變動所導致的家庭代際經濟支持凈額變動的百分比，代際經濟支持凈額的增加并不能推斷出代際經濟支持概率的增加，類似地，代際經濟支持概率的增加也不能反推出經濟支持凈額的增加，如在欄位（2）中，隨著老年人受教育概率的增加，其對代際經濟支持凈額的需求也在逐步增加，但其獲得經濟支持的概率并沒有發生顯著變化。

再次，在欄位（3）和（4）中，我們還分別分析了低齡和高齡老年人獲取家庭經濟供養的影響因素，并得到與欄位（1）相似的結論。

最后，從工具變量的回歸系數來看，子女數量與家庭代際經濟支持正相關，而老年人所在地的城鎮平均工資的系數顯著為負，這與我們的預期一致，子女越多的家庭將為父母提供更多的經濟供養，

體現了中國“多子多福”的傳統思想，而父母所在地平均收入越高，子女供養的概率和數量就越低。此外，所有模型中工具變量均在1%的水平上顯著異于零，且工具變量聯合檢驗的F值至少大于21.48，因此排除了弱工具變量問題，這證實了本文所選取的工具變量的穩健性。

表4列示了IV-Oprobit模型的二階段回歸結果，8個模型的過度識別檢驗P值均大于0.1，說明我們無法拒絕工具變量是外生性的原假設，本文選取的工具變量能夠有效地排除模型的內生性問題，從而更加準確地刻畫代際經濟支持在“養兒防老”與老年人身體健康和生活滿意度間的中介作用。首先，從表4 Panel A的回歸結果來看，無論是代際經濟支持概率抑或代際經濟支持的凈額均與自評健康在1%的水平上顯著負相關，與自評滿意度在1%水平上正相關，這與表2描述性統計的結果一致：老年人健康水平將顯著影響家庭代際經濟支持，而家庭代際經濟支持又將影響父母的生活滿意度，即身體健康欠佳的老年人往往更加迫切地需要獲得家庭經濟支持，同時家庭經濟支持又將顯著地提升老年人的生活滿意度。老年人的孤獨和恐懼感是影響身體健康和生活滿意度的另一個重要因素，而子女的陪伴和照料可以有效地彌補他們的情感缺失，增長其安全感和信心，從而對其身體健康和生活滿意度產生積極影響。此外，從外生解釋變量和控制變量來看，老年人的健康水平還與性別、是否參與社交活動、居住地以及是否與子女同住正相關，而與日常生活自理能力負相關；老年人幸福水平則與城鎮養老保險、婚姻以及是否參與社交活動正相關，而與教育水平以及生活自理能力顯著負相關。這一結果表明居住在城鎮的居民身體狀況要顯著好于農村居民，但其自評滿意度并無顯著差別；而有配偶的老年人幸福感更強烈，男性的身體健康顯著優于女性；老年人有著強烈的社會融入需求，與子女融洽的關系以及社會活動的參與都能促進其身體健康和生活滿意度，但身體失能所導致的生活質量下降和尊嚴的缺失成為影響其身體健康和生活滿意度的重要因素。

綜合而言，家庭代際支持與老年人的身體健康和生活滿意度呈現出兩類因果關系：一是代際經濟支持的決策將會受到老年人身體健康狀況的影響，二是家庭代際支持又決定了老年人的幸福水平，因此我們認為以“養兒防老”為支撐的家庭代際支持能夠有效提升老年人的身體健康和生活滿意度；此外，社會支持中的城鎮養老保險能夠顯著提升老年人的生活滿意度，而新農保和新醫保則對代際經濟支持產生擠入效應，從而間接提升了老年人身體健康和生活滿意度，這與陶裕春和申昱的結論[23]如出一轍，即“養兒防老”模式和“社會養老”模式呈現出協同促進效應，提升了老年人的身體健康和生活滿意度；但不同之處在于，我們認為家庭代際經濟支持由老年人的健康狀況決定，健康狀況較差的老年人將會獲得更高的家庭代際經濟支持。

其次，在表4的Panel B和Panel C中，我們還分別針對低齡老年人和高齡老年人進行了分組對比分析，結果表明盡管家庭代際經濟支持與低齡老年人的身體健康呈顯著負相關，但卻提升了高齡老年人的健康水平，這可能是由于高齡老年人更容易被疾病所侵襲，因此更需要子女的經濟支持和醫療服務，進而提升了其健康水平。

2.邊際效應分析

鑒于IV-Oprobit模型一階段和二階段回歸的系數并沒有特殊的意義，我們僅能從回歸結果中得到顯著度和符號方向等有限的信息[31]，為此，本文進一步計算了IV-Oprobit回歸的一階段和二階段邊際效應。首先，我們計算了表3欄位（1）的邊際效應，計算方法如下：

P（y=1|x）xjx=x-（9）

其中，x代表一階段回歸中所有的解釋變量，（9）式表明當其他解釋變量處于均值處且保持固定不變時，變量xj變動一個單位導致被解釋變量y的概率變動，主要變量的邊際效應在表5中列示。如Child-number的邊際效應為0.054，這意味著子女的數量每增加一個單位，父母得到家庭代際經濟支持的概率將增加0.054，印證了中國傳統“養兒防老”和“多子多福”的家庭交換理論；再如父母的年齡每增加一歲，子女對父母供養的概率將增加0.089，即父母的年齡越長，身體狀況惡化和自理能力下降的概率越大，老年人的社會支持和養老需求越高，進而迫使子女不得不增加經濟供養，這與王萍和李樹茁[32]的結論如出一轍。

另外，我們還在表6中計算了IV-Oprobit模型二階段回歸的邊際效應，由于二階段采用IV-Oprobit進行回歸，其邊際效應與一階段Probit回歸的含義有著本質的區別。此外，由于工具變量法的特殊性，我們還必須將內生解釋變量的邊際效應與外生解釋變量以及控制變量的邊際效應區分開來討論。具體來講，外生解釋變量和控制變量的邊際效應可以表示為：

P（y=i|x）xjx=x-（i=1，2，3，4，5）（10）

其中，x代表二階段回歸中除內生解釋變量以外的所有外生解釋變量和控制變量，（10）式的含義為當其他變量處于其均值處且保持固定不變時，xj變化一單位導致被解釋變量取i=1，2，3，4，5的概率的變化。

表6列示了表4中模型（1）和（3）的邊際效應。首先，從內生解釋變量的邊際效應來看，當其他所有變量處于均值處且保持不變時，代際經濟支持的概率P（FES=1|x）每增加Δ，老年人的身體健康取“很不好”的概率P（Health=1|x）增加0.042Δ，以此類推，取“不好”的概率P（Health=2|x）增加0.076Δ，取“一般”的概率P（Health=3|x）減少0.018Δ，取“好”的概率P（Health=4|x）減少0.048Δ，取“很好”的概率P（Health=5|x）減少0.052Δ，由此可知，當其他條件不變且處于均值狀態時，代際經濟支持隨著老年人自評健康選擇“很不好”和“不好”的概率的上升而增加，同時隨著選擇“一般”、“好”和“很好”的概率的增加而降低；類似的，代際經濟支持將顯著降低老年人自評滿意度選擇“一點不滿意”、“不太滿意”和“比較滿意”的概率，而顯著提升老年人選擇“非常滿意”和“極其滿意”的概率。其次，外生解釋變量和控制變量的變動也會對被解釋變量在i=1，2，3，4，5各個取值點上的變動產生顯著的邊際效應，以ADL為例，當其他所有變量處于均值處且保持不變時，ADL每增加一個單位，將使得父母自評健康為“很不好”的概率增加0.016，為“不好”的概率增加0.029，為“一般”的概率降低0.007，為“好”的概率降低0.019，為“很好”的概率降低0.020，表明老年人的日常自理能力越低，其身體健康狀況越差，老年人自評“很不好”和“不好”的概率顯著增加，而自評“一般”、“好”和“很好”的概率將顯著降低。endprint

五、結論

近年來，隨著我國人口老齡化的加速到來，社保基金巨額虧空問題凸顯了人們快速增長的養老需求與薄弱的社會保障體系之間的矛盾日益尖銳。以此為契機，本文在IV-Oprobit模型的基礎上，從代際經濟支持的內生性視角探討了非正式社會支持和正式支持體系如何對老年人的身體健康和生活滿意度產生影響，對這些問題的探討將為我國社會保障體系的改革和創新提供理論和政策支持。

實證結果表明：家庭代際經濟支持與老年人的身體健康狀況呈顯著負相關關系，而與老年人的生活滿意度呈顯著正相關，這意味著父母的身體健康狀況將顯著影響家庭的代際經濟支持水平，即身體欠佳或罹患疾病的老年人為了支付高額的醫療和生活費用，有動機向子女索要更高的經濟供養，并且家庭代際經濟支持能夠在一定程度上為老年人帶來精神上愉悅，提升其幸福感；同時，子女的日常照料能夠雙雙提升老年人的身體健康和生活滿意度水平。進一步的分析發現代際經濟支持的作用在低齡和高齡老年人之間出現嚴重分化，鑒于高齡老年人更容易受到疾病的侵襲，子女經濟支持的增加能夠顯著提升其健康水平，而低齡老年人所能獲取的經濟支持與其健康狀況呈負相關。

此外，僅城鎮職工養老保險能夠提升老年人的生活滿意度，同時IV-Oprobit一階段回歸結果表明，參加新農保和新醫保的老年人將獲取更高的家庭經濟供養，這表明新農保和新醫保在減輕農村老年人社會經濟負擔的同時打消了其“諱疾忌醫”的心理障礙，釋放其潛在的社會支持、養老需求和醫療服務需求，促使其購買更多的醫療服務，進而間接提升其身體健康和生活滿意度。由此可見，“養兒防老”模式和“社會養老”模式呈現出協同促進效應，而非替代效應。

社會正式支持對家庭代際經濟支持的協同和擠入效應揭示了現行社會保障體系，特別是醫療保障資源配置不合理、效率低下、公平性欠佳和個人負擔過重等問題，抑制了老年人的醫療和養老需求，不利于老年人的身體健康和生活滿意度。當務之急是要根據老年人的身心狀況構建契合中國家庭和實踐特點的多層次社會養老保障體系，進一步發揮社會正式支持網絡在維護老年人身體健康和生活滿意度中的作用，緩解人們日益增長的養老需求與薄弱的社保服務體系之間的矛盾，促進社保資源人人公平享有。家庭和社會也應當在注重老年人身體健康的同時，加強對老年人的精神慰藉和情感支持，才能真正實現老有所養、老有所依、老有所樂、老有所為。

參考文獻：

[1]LANG O. Chinese family and society [M]. New Haven： Yale University Press， 1946：1-12.

[2]費孝通. 家庭結構變動中的老年贍養問題——再論中國家庭結構的變動[J]. 北京大學學報：哲學社會科學版， 1983（3）：7-16.

[3]ZHEN Cong， SILVERSTEIN M. Intergenerational exchange between parents and migrant and nonmigrant sons in rural China [J]. Journal of Marriage and Family， 2011， 73（1）：93-104.

[4]趙繼倫，陸志娟. 城市家庭養老代際互助關系分析[J]. 人口學刊， 2013（6）：41-46.

[5]鄭丹丹，易楊忱子. 養兒還能防老嗎——當代中國城市家庭代際支持研究[J]. 華中科技大學學報：社會科學版， 2014（1）：125-130.

[6]劉愛玉，楊善華. 社會變遷過程中的老年人家庭支持研究[J]. 北京大學學報：哲學社會科學版， 2000（3）：59-70.

[7]羅芳，彭代彥. 子女外出務工對農村“空巢”家庭養老影響的實證分析[J]. 中國農村經濟， 2007（6）：21-27.

[8]于長永. 農民對“養兒防老”觀念的態度的影響因素分析——基于全國10個省份1000余位農民的調查數據[J]. 中國農村觀察， 2011（3）：69-79.

[9]羅玉峰， 孫頂強， 徐志剛. 農村“養兒防老”模式走向沒落？——市場經濟沖擊vs道德文化維系[J]. 農業經濟問題， 2015（5）：22-30.

[10]王增文， ANTOINETTE H. 農村“養兒防老”保障模式與新農保制度的社會認同度分析[J]. 中國農村經濟， 2015（7）：46-56.

[11]SHI L. Elderly support in rural and suburban villages： implications for future support system in China [J]. Social Science & Medicine， 1994， 39（2）：265-277.

[12]顧佳峰. 產業結構、儲蓄對教育財政的擠出效應分析：空間計量方法[J]. 財經理論與實踐， 2010（1）：70-73.

[13]王志剛， 周永剛， 朱藝云. “養兒防老”與“新農保”：替代還是互補——基于福建省廈門、漳州和龍巖三市的問卷調查[J]. 中國經濟問題， 2013（6）：20-27.

[14]張川川，陳斌開. “社會養老”能否替代“家庭養老”？——來自中國新型農村社會養老保險的證據[J]. 經濟研究， 2014（11）：102-115.

[15]胡宏偉， 欒文敬， 楊睿，祝明銀. 擠入還是擠出：社會保障對子女經濟供養老人的影響——關于醫療保障與家庭經濟供養行為[J]. 人口研究， 2012（2）：82-96.

[16]尹銀. 養兒防老和母以子貴：是兒子還是兒女雙全？[J]. 人口研究， 2012（6）：100-109.endprint

[17]于長永. 農民“養兒防老”觀念的代際差異及轉變趨向[J]. 人口學刊， 2012（6）：40-50.

[18]吳捷. 老年人社會支持、孤獨感與主觀幸福感的關系[J]. 心理科學， 2008（4）：984-986.

[19]王桂新，蘇曉馨. 社會支持/壓力及其對身心健康影響的研究——上海外來人口與本市居民的比較[J]. 人口與發展， 2011（6）：2-9.

[20]瞿小敏. 社會支持對老年人生活滿意度的影響機制——基于軀體健康、心理健康的中介效應分析[J]. 人口學刊， 2016（2）：49-60.

[21]李建新. 論生育政策與中國人口老齡化[J]. 人口研究， 2000（2）：9-15.

[22]韋艷， 劉旭東，張艷平. 社會支持對農村老年女性孤獨感的影響研究[J]. 人口學刊， 2010（4）：41-47.

[23]陶裕春，申昱. 社會支持對農村老年人身心健康的影響[J]. 人口與經濟， 2014（3）：3-14.

[24]王萍，高蓓. 代際支持對農村老年人認知功能發展趨勢影響的追蹤研究[J]. 人口學刊， 2011（3）：70-79.

[25]CHYI H， MAO S. The determinants of happiness of Chinas elderly population [J]. Journal of Happiness Studies， 2012， 13（1）：167-185.

[26]ANTMAN F M. The impact of migration on family left behind [M]//AMELIE F C， KLAUS F. International Handbook on the Economics of Migration. Cheltenham， UK： Edward Elgar， 2013：293-308.

[27]CHEN X， SILVERSTEIN M. Intergenerational social support and the psychological well-being of older parents in China [J]. Research on Aging， 2000， 22（1）：43-65.

[28]HECKMAN J J. Dummy endogenous variables in a simultaneous equation system [J]. Econometrica： Journal of the Econometric Society， 1978，46（6）： 931-959.

[29]陳皆明. 投資與贍養——關于城市居民代際交換的因果分析[J]. 中國社會科學， 1998（6）：131-149.

[30]王躍生. 中國家庭代際關系的理論分析[J]. 人口研究， 2008（4）：13-21.

[31]連玉君， 黎文素， 黃必紅. 子女外出務工對父母健康和生活滿意度影響研究[J]. 經濟學（季刊）， 2015（1）：185-202.

[32]王萍，李樹茁. 代際支持對農村老年人生活滿意度影響的縱向分析[J]. 人口研究， 2011（1）：44-52.endprint