代際支持對老年人生活滿意度的影響
——基于CLHLS2014年數據的實證分析

周堅 何夢玲

(1暨南大學公共管理學院(應急管理學院)，廣東 廣州 510632；2深圳市水務(集團)有限公司)

生活滿意度是衡量人們生活質量的重要指標〔1,2〕。從總體來看，我國老年人的生活滿意度處于中上水平〔3,4〕。老年人的生活滿意度受到多方面因素的影響，主要包括社會經濟條件、人口學特征、社會支持、社區服務、老年人的健康狀況等〔5～8〕，其中，代際支持作為主要的非正式社會支持形式，在老年人的生活中發揮著重用作用。代際支持指的是在家庭中，代際之間在經濟、生活和情感上的互相幫助〔9〕。關于代際支持對于老年人生活滿意度的影響，已有不少學者做了研究：從經濟支持層面看，大多數學者認為子女對老年人的經濟支持能提高老年人的生活滿意度〔10,11〕；關于照顧支持和情感慰藉的影響，部分學者持肯定態度，如余澤梁〔3〕認為子女的生活照料對老年人的生活滿意度有正向的影響，王萍等〔12，13〕發現子女對老人的情感支持能促進老年人生活滿意度的提升，同時亦有部分學者持否定態度，如孫奎立等〔14〕研究表明子女的照顧支持和情感慰藉無影響。通過梳理文獻可見，學界對于代際支持與老年人生活滿意度之間的影響機制尚未形成定論。本文將運用實證分析方法探討代際支持對老年人的生活滿意度的具體影響。

1 數據與方法

1.1數據來源 本文采用全國老年人健康影響因素跟蹤調查(CLHLS)2014年的調查數據，該調查數據涵蓋了我國23個省(含直轄市)，樣本覆蓋東中西部地區，具有很好的代表性。本文以65歲及以上的老年人作為研究對象，通過篩選和處理之后，保留的樣本有6 729個，其中男占45.88%，女占54.12%。一般資料見表1。

1.2變量與描述 因變量為老年人的自評生活滿意度。本文將“很好”、“好”定義為對“生活滿意”；將“一般”、“不好”“很不好”定義為對“生活不滿意”，從而形成二分滿意度變量。自變量為代際支持，從經濟、照顧和情感三個維度展開。經濟支持從父母對子女和子女對父母雙向考察。由于問卷設置的原因，照顧支持和情感支持只考慮子女對老人的單向支持。照顧支持采用子女為老人提供的照顧時間來劃分為“有”或者“無”。情感支持采用問卷中的心事訴說作為代理變量，向子女分享的為“1”，其他為“0”。為了更好地了解各類因素對老年人生活滿意度的影響，本文采用逐步回歸的方式篩選了3組控制變量，分別是個人特征、身體情況和正式支持。個人特征包括年齡、性別、婚姻、教育、戶籍、生活水平等。老年人的身體狀況從是否失能、是否患有慢性病來分析。正式支持主要是是否有醫療保險和養老保險、是否有社區服務。具體變量分布見表1。另外，由于在數據處理的時候，女婿、兒媳、孫子女、孫兒媳也一并納入子女的考量范疇，因此，本文的子女含義包括孫子女。

表1 變量及樣本描述

1.3方法 采用統計STATA14.0軟件進行二元Logistic回歸分析，建立嵌套模型。

2 結 果

二元Logistic回歸模型的分析結果見表2。因為本文將對“生活不滿意”定義為“0”，對“生活滿意”定義為“1”，所以，在下列回歸模型中，回歸系數如果大于0，表明老年人的生活滿意度高的可能性大。反之，如果回歸系數小于0，則說明老年人的生活滿意度低。

模型1是以代際支持為自變量，老年人的自評滿意度為因變量建立的二元Logistic回歸模型。如表2所示，在模型1中，子女的經濟支持對老年人的生活滿意度無顯著影響，而父母對子女的經濟支持呈非常顯著的正向影響(P<0.01)。這就意味著，老年人給予子女的經濟支持越多，其生活滿意度更高。這可能與老年人的自我滿足感有關，提供經濟支持的老人更容易從中獲得滿足感。照顧支持在這里的作用是負向的，表明子女給予老年人的照顧支持越多，老年人的生活滿意度越差。情感支持的方面，采用的是心事訴說這一變量。當老人有心事時，與子女訴說的老人比向其他人訴說的老人生活滿意度要高0.214倍。

模型2是在模型1的基礎上，添加了個人特征的控制變量。從模型2的結果可知，當加入個人特征控制變量之后，代際支持變量仍然非常顯著。情感支持的系數從0.214變為0.556，說明個體特征對代際支持的影響比較大。從個人特征來看，代際支持對老年人生活滿意度的影響不存在性別差異、城鄉差異、教育差異。而婚姻、生活水平的影響較為顯著。已婚并與配偶居住的老人比未婚的老人生活滿意度更高，說明在婚狀態的老年人對生活的評價更積極。生活水平與當地人比較，較為富裕的老年人其生活滿意度更高。這與預期相符。

模型3是在模型2的基礎上，增加老年人的身體狀況。模型3的結果顯示：代際支持中，父母的經濟支持、子女的情感支持仍然非常顯著，而照顧支持則從非常顯著變為顯著。這在很大程度上說明，老年人的自身身體狀況是影響子女的代際照顧支持的重用原因。而此時的年齡因素，變得十分顯著?；橐?、生活水平的影響顯著但是系數變小。失能老人的生活滿意度顯著低于非失能老人，患有慢性疾病的老年人，其自評生活滿意度更低。老年人的生活滿意度受到自身身體健康狀況的影響程度很大，健康的老人擁有更好的生活滿意度。

模型4把正式支持加入控制變量。包括醫療保險、養老保險和社區服務三個變量。代際支持中，子女對老年人的經濟支持的作用仍不明顯。老人對子女的經濟支持和子女對老人的情感支持回歸系數減小。城鄉差異和性別差異仍不顯著。而生活水平的回歸系數由1.4變為1.328，說明社會支持如養老保險、社區服務能在一定程度上緩解生活水平的差異。而醫療保險的作用不顯著，這可能與我們的統計資料有關，從此次的統計數據來看，醫療保險的覆蓋率為91.28%，即90%以上的調查老年人都擁有醫療保險。社區服務對與老年人的生活滿意度的影響是正向的，即，擁有社區服務的老年人，其生活滿意度要顯著高于沒有社區服務的老年人。說明社區服務在老年人生活滿意度中發揮了較好的作用。

表2 代際支持對老年人生活滿意度的影響Logistic回歸分析

1)P<0.01，2)P<0.05

3 討 論

本研究結果表明，代際支持對老年人的生活滿意度的影響存在一定差異。本研究發現，照顧支持對老年人生活滿意度的影響機制較為復雜，在控制身體狀況和正式支持等因素之后，其顯著性減退，說明照顧支持受老年人自身身體狀況的影響較大。情感支持則顯著影響了老年人生活滿意度，有子女情感支持的老人生活滿意度更高，對此，應倡導子女多與老年人溝通、聯系，給予老人更多的精神慰藉。除上述結果之外，本文還發現，由本研究結果可見想要提升老年人的生活滿意度，可從發展老年人婚戀、提升老年人經濟水平入手。而在社會支持方面，養老保險和社區服務對老年人的生活滿意度表現出正向影響關系，因此，政府應進一步完善社會保障制度，通過社會支持與代際支持的有機結合，確保每一位老人們都能安享晚年。