喪偶對老年人孤獨感的影響：基于家庭支持的視角

趙曉航，李建新

（1.香港中文大學 社會學系，香港特別行政區 999077；2.北京大學 社會學系，北京 100871）

一、引言

21世紀以來中國步入了快速人口老齡化階段。2010年男性和女性喪偶者數量分別增加到1 419萬人和3 345萬人。［1-2］2010年全國人口普查數據的研究顯示中國人的婚姻大約持續47年，當配偶去世以后，老年男性存活期大約為11年，女性大約為15年。當一位女性60 歲時，她的喪偶概率接近15%，即在她60歲前其配偶去世的概率約為15%，這一概率在男性中為5%。女性的最終喪偶概率為67%，而男性為33%。［3］不難想象，未來喪偶對于老年人（尤其是老年女性）生活的影響將更為普遍，然而目前國內針對老年喪偶者的學術研究還非常有限。在此背景下，對喪偶如何影響老年人的生活狀態以及如何減輕老年人的喪偶之慟做進一步研究十分必要，能夠為未來社會政策的改進提供一定啟示。

喪偶歷來被認為是最令人痛苦的生命事件之一，它常常伴隨著喪偶者在健康、經濟狀況和社會連結等方面的損失。［4］對喪偶和健康（包括生理健康和心理健康）間關系的探索是人口學和流行病學的經典研究議題。在生理健康方面，大量研究指出喪偶經歷增大了喪偶者的死亡風險，［5］這一“喪偶效應”（Widowhood effect）同樣存在于中國。［6-8］喪偶也被認為是危害老年人精神健康的重要因素，例如誘發老年人的憂傷、［9-10］抑郁［11-13］和孤獨［14-16］等不良情緒。

目前中國的研究關注了喪偶和老年人綜合心理健康、抑郁癥狀、主觀幸福感等之間的關聯。有針對江蘇、河南、青海三省農村老年人的研究指出喪偶會危及老年男性的綜合身體健康與綜合心理健康，但對老年女性而言，相較于有配偶者，喪偶女性的綜合身體健康下降，而綜合心理健康沒有顯著區別。［17］一項針對武漢市城區老年居民的研究指出相較于有配偶者，喪偶者的抑郁癥狀更為嚴重，喪偶男性和喪偶女性的抑郁程度沒有顯著差異。［12］利用追蹤數據針對安徽省巢湖市農村老年人的研究指出喪偶加劇了老年男性的抑郁癥狀，但對老年女性抑郁癥狀的影響不顯著。［11］利用2013年“中國綜合社會調查”（CGSS）數據的研究指出喪偶降低了老年女性、城市老年人的主觀幸福感，但對老年男性、農村老年人的主觀幸福感沒有顯著影響。［18］

以往有關中國老年人喪偶的心理健康后果的研究存在以下不足：第一，探討喪偶和心理健康之間關系的中國研究都未能給出確鑿的證據揭示二者之間的因果關系，因為這些研究往往采用地方性數據［11-12］［17］或者全國性的截面數據。［16］［18］第二，以往國內研究對于喪偶后再婚影響的討論不足，目前尚缺乏驗證喪偶老年人能否通過再婚改善其心理健康的實證研究。第三，喪偶對處于不同環境中的人群的影響可能有所不同，以往研究對喪偶影響的異質性問題討論不足。

世界衛生組織將社會支持網絡列為影響健康的重要因素，家人、朋友、社區其他成員等都是社會支持的提供者。［19］在我國，老年人的心理健康主要受到來自配偶和成年子女的家庭支持的影響，朋友支持的作用并不明顯，同時老年人也較少受到來自鄰居、政府和其他社會組織的支持。［20］從家庭支持與心理健康的關系來看，配偶支持對中國老年人的心理健康有著重要意義，因此喪偶極有可能對老年人心理健康產生負面影響，而喪偶后與子女的互動情況可能是調節老人心理健康的重要因素。

對喪偶者來說，相對于其他精神代價，孤獨是最為直接和普遍的一種。［21］現有臨床研究證明孤獨感與早亡、心血管疾病、阿爾茨海默病、中風、失眠以及其他疾病密切相關。［22］鑒于孤獨感的重要性，本文以孤獨感為因變量，將其作為衡量老年人心理健康的關鍵指標。我們基于家庭支持的視角，試圖解答以下幾方面問題：第一，對我國的老年人而言，喪偶是否構成加劇他們孤獨感的原因？第二，喪偶后配偶支持的重建（即再婚）能否降低因喪偶而增強的孤獨感？第三，代際支持（包括居住安排和代際交換）在喪偶和孤獨感之間起到怎樣的調節作用？其中，第一個研究問題是為了明確喪偶和孤獨感升高之間的因果關系，第二個和第三個研究問題是為了探索有利于喪偶老年人心理調適的途徑。

二、文獻回顧與研究假設

1.喪偶經歷與孤獨感

依戀理論（Attachment theory）認為，當人們的情感紐帶被割斷，一系列負面心理反應隨之發生，孤獨就是其中一種。［23］“孤獨”反映了人們真實的與期待的社會接觸之間的落差，它是一個反映個體在其社會世界中生活經歷的主觀概念。［24］與年輕人相比，老年人更容易陷入孤獨，因為隨著年紀的增長，他們更可能經歷諸如退休、空巢、親友去世、殘疾和患病等生命事件的沖擊，并由此遭受社會連結的損失。［25］其中喪偶在加劇老年人孤獨感方面發揮著尤為突出的作用，因為喪偶所引發的情感孤獨通常無法通過其他來源的社會支持完全彌補。［26］孤獨感在喪偶者中普遍存在，例如在英國，近一半的喪偶老人認為自己很孤獨。［14］因此，本文提出如下假設：

假設1：喪偶導致老年人的孤獨感水平升高。

隨著時間的推移，喪偶者會逐步適應配偶去世后的生活，負面情緒可能會逐漸減弱。有研究通過分析20世紀80年代末美國喪偶老年人的追蹤調查數據發現人們在喪偶18個月后的悲痛感明顯下降。［27］有針對美國中老年女性的研究指出相較于有配偶者，近期（≤1年）喪偶者在抑郁狀態和整體心理健康方面都更差，而長期（＞1年）喪偶者的抑郁水平與有配偶者無顯著差異，整體心理健康甚至優于有配偶者，這可能與她們不必再照料生病的丈夫有關。［28］還有針對日本老年人的研究指出距離喪偶時點越久，喪偶老年人的抑郁癥狀越輕。［13］綜上，本文提出如下假設：

假設2：隨著時間的推移，喪偶者的孤獨感水平逐漸降低。

2.喪偶后再婚的心理調適作用

如果說喪偶意味著失去了來自配偶的情感性和工具性支持，從而引發老年人孤獨感的升高，那么喪偶后再婚就意味著配偶支持的重建，有可能降低老年人由于先前喪偶而升高的孤獨感。在我國，雖然很多老年人認為喪偶后再婚有利于他們互相照料，降低孤獨感，從而有利于身心健康，但實際再婚的老年人只是少數。［29］一項針對美國中老年女性的研究證實喪偶后再婚雖然對喪偶者的身體健康沒有顯著改善，但是能夠減輕她們的抑郁癥狀并有利于其整體心理健康。［28］因此，再婚可能有利于降低喪偶老年人的孤獨感水平。不過，我國再婚老年人的離婚率較高，這在一定程度上反映出晚年再婚的婚姻生活質量可能并不高，［30］這為再婚能否降低喪偶老年人的孤獨感增加了不確定性。本文提出如下試探性假設：

假設3：喪偶后再婚有利于降低老年人的孤獨感水平。

3.居住安排的調節作用

在諸多緩沖喪偶經歷對喪偶者心理健康影響的因素中，代際支持被視為最重要的因素之一。［12］老年人同子女的居住格局影響了他們與子女互動的頻率，是否與子女同住反映了老年人獲得子女支持的便利性。［13］在我國，老年人與子女同住可以獲得情感支持、經濟支持和日常生活照料，從而有益于老年人的精神健康。［31］同時有研究指出對于喪偶的日本老年人而言，與子女同住有利于減輕他們的抑郁癥狀。［13］此外，主干家庭作為一種傳統的家庭居住模式在我國延續下來，2010年時65歲及以上老年人中生活在三代及以上直系家庭的占比約為35%。［32］一項研究指出獨立生活的老年夫婦以及居住在三代家庭中的老年人的幸福感和生活滿意度較高，優于與配偶和子女同住但不與孫子女同住的老年人。［33］這在一定程度上說明孫輩也能為老年人提供積極的情感支持。鑒于此，本文提出如下假設：

假設4：在喪偶之后，與子女（或其配偶）同住的老年人的孤獨感升高得更少，與孫輩（或其配偶）同住的老年人的孤獨感升高得更少。

4.代際交換的調節作用

作為代際支持的重要形式，父母和子女之間的經濟支持往往表現為一種代際交換：既有子代向父母輸送經濟資源的向上支持，也有父母向子代輸送經濟資源的向下支持。在中國通常前者更為普遍，這與西方國家有所不同。［11］造成這種現象的原因在于：一方面，受傳統儒家觀念影響，強調子女對父母的義務和順從的權威性孝道觀促進了子女對父母的經濟支持。［34］另一方面，當代中國的代際支持通常呈現出一種互惠模式，在父母向成年子女提供較多的工具性支持（如照料孫輩）和情感支持的同時，子女向父母提供較多的經濟支持。［35］隨著老年人經濟條件的改善和勞動力市場競爭的日趨激烈，與子女贍養父母相對的“啃老”現象應運而生。［36］對老年父母來說，子代的向上經濟支持是一種積極的回饋，而父母的向下經濟支持則構成了壓力。有研究指出，當子女的向上經濟支持多于父母的向下經濟支持時，老年人的生活滿意度會顯著更高。［37］由此推測，代際經濟支持對喪偶影響可能有調節作用，即獲得來自子女的經濟支持有助于抑制喪偶老年人的孤獨感，反之，向子女提供經濟支持則會加劇喪偶老年人的孤獨感。同時，這種調節作用可能存在性別差異，因為兩性對代際互動的敏感程度不同，女性對家庭關系的心理反應往往強于男性：相較于男性，女性對同等社會支持的反應會更加劇烈，這在一定程度上是由于自我認同的建構方式存在性別差異，即女性更傾向于在自己與他人的互動中根據他人的反應來建構自我認同。［11］因此在喪偶之后，老年女性的心理健康水平更可能隨著子代贍養行為的好壞而有所漲落。綜上，本文提出如下假設：

假設5：在喪偶之后，獲得子女（及其配偶）更多經濟支持的老年人的孤獨感水平升高得更少并且該效應在女性中尤其明顯。

假設6：在喪偶之后，相對于未給予子女（及其配偶）經濟支持的老年人，給予子女（及其配偶）經濟支持的老年人的孤獨感水平升高得更多并且該效應在女性中尤其明顯。

三、數據、變量和方法

1.數據來源

為了獲取更多的喪偶經歷記錄，本文采用“中國老年健康長壽因素追蹤調查”（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，簡稱“CLHLS”）的五期數據，跨度為2002年至2014年。本文分析未采用1998年和2000年的兩期數據，因為這兩期調查的對象僅包含80歲及以上的高齡老人。分析樣本被限定為年齡在65歲至105歲之間、沒有離婚或分居經歷、有一到兩次婚姻經歷的老年人（有兩次婚姻經歷的僅指晚年喪偶后再婚的情況）。個體固定效應模型中每個樣本至少被觀測兩期，分析樣本包括了5 773名男性和6 737名女性，其中男性的人-年記錄為16 379條，女性為18 791條。

2.變量

本文的因變量為孤獨感等級，根據受訪者對“你是否總是感到孤獨？”的回答賦值（從不=1，很少=2，有時=3，經常=4，總是=5）。

關鍵自變量為婚姻狀態，劃分為“初婚”“長期喪偶”“近期喪偶”和“喪偶后再婚”等四類。“初婚”指受訪者在調查時處于初次婚姻之中，沒有喪偶經歷。“長期喪偶”是指在鄰近兩次調查時（Tn和Tn+1）都是處于喪偶狀態，“近期喪偶”指鄰近兩次調查期間喪偶，即在Tn有偶，在Tn+1喪偶。［6］［11］例如，某受訪者在第1期時有配偶，而在第2期喪偶，接著在第3到5期都保持喪偶狀態，則此人在第2期時被歸類為“近期喪偶”，在接下來的第3到5期被歸類為“長期喪偶”。此外，如果受訪者在基期已經喪偶，則從該調查期起被歸類為“長期喪偶”。“喪偶后再婚”指受訪者在調查中經歷了由喪偶到再次結婚的過程。

調節變量是表示代際支持的變量，包括居住格局（受訪者在接受調查時是否與子女同住、是否與孫輩同住）和代際交換（過去一年從子女處獲得的經濟支持數額、是否向子女提供經濟支持）。其中，“與子女同住”包括與子女或子女配偶一起居住，“與孫輩同住”包括與孫輩或孫輩配偶一起居住。“從子女處獲得的經濟支持金額”包括去年從子女或子女配偶處獲得的經濟支持金額，“向子女提供經濟支持”指的是去年是否向子女或其配偶提供了經濟支持，這是一個二分變量（因為多數情況數額為0）。

本文的控制變量有基本的人口學變量，包括年齡（受訪時的周歲數）和城/鄉居住地；社會經濟地位變量，包括人均家庭年收入和是否有經濟困難；家庭成員連結變量，包括存活子女數、是否有不同住子女在同村/鄉鎮/區居住、是否有子女經常探望、是否有兄弟姐妹經常探望；生活質量變量，包括自評經濟地位和自評生活質量；健康水平變量，包括自評健康、IADL（Instrumental Abilities of Daily Living）受損程度、MMSE（Mini Mental State Examination）得分和樂觀傾向；生活方式變量，包括是否吸煙、是否喝酒、是否參與日常鍛煉、看書/報紙的頻率和看電視/聽廣播的頻率；社會參與變量，［38］包括打撲克/麻將至少每周一次、參與有組織的社交活動至少每月一次、兩年內至少有一次跨城市/縣旅行。

3.變量描述性統計

變量的描述性統計見表1和表2。圖1和圖2分別展示了男性和女性在不同婚姻狀態下的平均孤獨感水平，兩圖中描述性統計的分析樣本在觀察期內至少經歷過一次婚姻轉變，即他們至少有近期喪偶的經歷。區間A 表示從初婚過渡到喪偶初期的孤獨感水平變化，可以看出該過程致使人們的平均孤獨感水平提高；區間B 表示從近期喪偶過渡到長期喪偶的孤獨感水平變化，它說明了喪偶后隨著時間推移，平均孤獨感水平有所下降；區間C1 和C2 分別表示從近期喪偶或長期喪偶過渡到再婚的孤獨感水平變化，可以發現再婚以后的平均孤獨感水平較之喪偶時有了大幅回落，此時的平均孤獨感水平僅略微高于初婚狀態時的水平。此外，通過對比圖1和圖2能夠發現在各種婚姻狀態下，女性的平均孤獨感水平都高于男性。

圖1 不同婚姻狀態下的平均孤獨感水平（男性）

圖2 不同婚姻狀態下的平均孤獨感水平（女性）

4.分析方法

估計婚姻狀態轉變對于孤獨感影響的難點在于婚姻狀態的選擇性（Selectivity）可能使模型存在遺漏變量偏誤（Omittedvariable bias），即一些未被觀測的因素既和婚姻狀態的轉變有關，又和孤獨感有關。例如，人們傾向于選擇具有相似人格特征的人作為配偶，［39］而一些負面人格特征（例如容易悲觀、焦慮）會增大死亡風險，［40］同時這些人格特征又能誘發不良的心理狀態。［41］這樣一來，一個人的人格特征就可能與他/她是否喪偶以及與他/她自身的心理健康同時相關。再如，一個人在喪偶之后是否會選擇再婚受他/她自身及其子女的觀念保守程度的影響，［30］然而像人格特征、觀念保守程度等屬性在調查中難以測量，因此這些指標難以被納入估計模型中，從而可能引發遺漏變量偏誤。

鑒于人格特征等個人屬性較為穩定，一般不隨時間變化而有太大的變化，因此本文采用基于縱貫數據的個體固定效應模型（Individual fixed-effects model），以消除不隨時間變化的未觀測變量的影響。［42］本文將孤獨感水平作為定距變量處理，以孤獨感水平為因變量的個體固定效應線性模型的公式如下：

其中，Yit表示個體i在第t期的孤獨感得分（至少被觀測兩期），α為常數項，β為回歸系數，B為回歸系數向量。婚姻狀態由三個虛擬變量代表，RWit表示“近期喪偶”（Recently widowed），LWit表示“長期喪偶”（Long-term widowed），RMit表示“喪偶后再婚”（Remarried）。Xit為代表代際支持的一系列變量的向量。Zit表示控制變量的向量。ηi表示個體i的固定效應。wt表示第t期調查的固定效應。εit表示誤差項。在實際研究中，出于對計算效率的考慮，通常更多地采用均值離差法來估計個體固定效應模型，即把個體效應視為待估參數等同于估計個體對均值的偏離程度。［43］也就是說，在估計模型時需要以分析對象的觀測值減去其歷次調查的平均值。此時，公式（1）可被轉換為：

表1 有關變量的描述性統計（個體被觀測的最后一期）

表2 有關變量的描述性統計（合并各期數據）

在估計回歸系數的標準誤時，本文采用自助抽樣法（bootstrap），抽樣次數設置為2 000 次，此時不要求模型的誤差項呈現正態分布，并且自助抽樣標準誤（bootstrap S.E.）的值通常比普通標準誤更大，因此對回歸系數顯著性的檢驗結果更加穩健。［44］

四、實證結果

首先，我們對比了不同婚姻狀態下老年人的孤獨感水平。表3 報告了各因素對老年人孤獨感的影響。從婚姻狀態來看，相較于有配偶的老年人，近期喪偶和長期喪偶老年人的孤獨感水平都顯著更高，而喪偶后再婚老年人的孤獨感水平和有配偶的老年人并無顯著差異。因此假設1 獲得了支持。同時，近期喪偶的老年人的孤獨感水平高于長期喪偶者，但只有女性近期喪偶者和長期喪偶者的差異顯著異于0。此外，若將男性樣本和女性樣本納入同一模型中，婚姻狀態與性別的交互效應并不顯著異于0（文中未展示），因此不能認為近期喪偶者和長期喪偶者的孤獨感水平差距具有顯著的性別差異。

表4的模型加入了婚姻狀態和年齡的交互項，近期喪偶和年齡的交互效應以及長期喪偶和年齡的交互效應都在0.05或0.1的顯著性水平上具有統計學意義。前者說明越晚喪偶的老年人孤獨感水平越低；后者說明處于喪偶狀態的老年人的孤獨感水平逐年下降。結合表3所得出的近期喪偶女性的孤獨感水平顯著高于長期喪偶女性的結論，假設2獲得了支持。

為了便于分析喪偶后再婚的影響，表5的模型將“再婚”設置為婚姻狀態的參照組。從中可以發現再婚者的孤獨感水平和有配偶的老年人沒有顯著區別，同時顯著低于近期喪偶者和長期喪偶者并且這種效應在兩性中都存在。假設3獲得了支持。

表6的模型檢驗了婚姻狀態和與子女同住的交互效應。圖3 和圖4 展示了分別根據男性模型和女性模型所預測的交互效應示意圖，預測時對定類變量取0（即取參照組），對定距變量取均值。由表6 的回歸模型可以看出在有配偶時，與子女同住對老年人孤獨感的影響不顯著，因為模型中“與子女同住”的主效應系數不顯著異于0；“近期喪偶”和“與子女同住”組成的交互項、“長期喪偶”和“與子女同住”組成的交互項的系數都為顯著異于0 的負數，這說明在喪偶以后，與子女同住降低了喪偶在提高老年人孤獨感水平方面的作用。當老年男性處于初婚狀態時，與子女同住者和不與子女同住者的孤獨感水平十分相近（即表6 男性模型中“與子女同住”的主效應系數0.014）。在經歷了近期喪偶之后，與子女同住者的孤獨感水平顯著低于不與子女同住者，差異為0.175（=|-0.189+0.014|）個單位（P＜0.1）①我們利用Stata命令lincom進行了系數的線性組合（Linear combination）顯著性水平檢驗，下同。；而對于長期喪偶的男性而言，與子女同住者和不與子女同住者的孤獨感水平差異在一定程度上縮小，與子女同住者的孤獨感水平比不與子女同住者低0.135（=|-0.149+0.014|）個單位（P＜0.05）。當老年女性處于初婚狀態時，與子女同住者的孤獨感水平略微高于不與子女同住者（即表6 女性模型中“與子女同住”的主效應系數0.082），但并不具有統計學意義。在經歷了近期喪偶之后，與子女同住者的孤獨感水平顯著低于不與子女同住者，差異為0.218（=|-0.300+0.082|）個單位（P＜0.05）；在經歷了長期喪偶之后，與子女同住者和不與子女同住者的孤獨感水平差異有所縮小，與子女同住者的孤獨感水平比不與子女同住者低0.127（=|-0.209+0.082|）個單位（P＜0.01）。

表3 不同婚姻狀態對老年人孤獨感的影響

表4 年齡在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節效應

表5 喪偶后再婚對老年人孤獨感的影響

表6 與子女同住在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節作用

鑒于與子女同住和與孫輩同住的強關聯性，我們將老年人和子女、孫輩的居住格局重新劃分為不與子女或孫輩同住、只與子女同住、與子女和孫輩一起同住以及只與孫輩同住四類。通過在回歸模型中引入婚姻狀態、四類居住格局以及婚姻狀態與居住格局的交互項并控制其他因素，我們可以根據回歸系數的線性組合得出不同婚姻狀態下四類居住格局對于老年人孤獨感的影響。表7 對這些結果進行了總結（1-同住，0-不同住），再婚狀態下居住格局的影響不顯著，故略去。表7顯示與子女、孫輩同住有助于降低喪偶老年人的孤獨感，支持了假設4。同時，對長期喪偶者（兩性）而言，“三代同堂”最有利于抑制他們的孤獨感。

表8 的模型檢驗了婚姻狀態和子女向父母提供的經濟支持的交互效應。子女向父母提供經濟支持的多寡對近期、長期喪偶的老年男性和女性的孤獨感均無顯著影響。因此假設5并未獲得支持。表9 的模型檢驗了婚姻狀態和父母向子女提供經濟支持的交互效應。由女性模型可知，在經歷了近期喪偶以后，相較于不需要向子女提供經濟支持的老年女性，那些需要向子女提供經濟支持的老年女性的孤獨感水平要高出0.152（=0.203-0.051）個單位，并且該差異是邊緣顯著的（P＜0.1），圖5 對此進行了模擬。假設6 基本獲得了支持。此外，在表8和表9模型的基礎上，我們也嘗試將婚姻狀態與居住格局的交互項控制起來（文中未展示），發現結論并未發生改變。

表7 不同婚姻狀態下各類居住格局對老年人孤獨感的影響

圖3 與子女同住在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節作用（男性）

圖4 與子女同住在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節作用（女性）

五、結論與討論

本文基于健康的社會支持理論，從家庭支持的視角分析了喪偶經歷對老年人孤獨感的影響，并探索了有利于喪偶后心理調適的途徑。我們通過利用個體固定效應模型控制了不隨時間變化的不可觀測因素，削弱了模型的遺漏變量偏誤，從而使實證分析更接近因果推斷，而非單純的相關性檢驗。同時，本文證明了再婚對于減弱喪偶老年人孤獨感的積極作用，填補了以往國內在喪偶后再婚對老年人的心理健康影響的研究空白。本研究的主要結論包括：第一，無論對于老年男性還是老年女性，喪偶都會提高其孤獨感水平。隨著時間的推移，喪偶對老年人孤獨感的作用會減弱。第二，在喪偶之后，再婚有利于降低老年人的孤獨感水平。喪偶后再婚的老年人的孤獨感水平和處于初次婚姻狀態的老年人沒有顯著差異，同時顯著低于近期喪偶和長期喪偶老年人的孤獨感水平。第三，與子女、孫輩同住有利于抑制喪偶老年人的孤獨感。從長期來看，“三代同堂”的居住格局最有利于降低喪偶老年人的孤獨感。第四，向子女提供經濟支持會提高近期喪偶的老年女性的孤獨感水平。

根據上述結論，本研究能夠為促進老年人的精神健康提供一些啟示。首先，重建或鞏固家庭連結有利于削弱喪偶對老年人孤獨感的加劇作用，再婚、與子女和孫輩同住都能夠緩解喪偶的負面影響，因此鼓勵老年人在喪偶之后尋找合適的伴侶、鼓勵子女的陪伴有利于喪偶老年人的精神健康。其次，子女的“啃老”行為會在一定程度上加劇喪偶老年女性的孤獨感，因此減輕子女對老年人的經濟依賴對于保護喪偶老年人的精神健康也具有一定的積極意義。本文的不足之處體現在：首先，本文的代際支持指標包含了居住安排和經濟交換，但是囿于數據，無法將情感支持和其他工具性支持作為預測變量納入模型中，而這兩個變量也應當是社會支持的重要維度。其次，囿于數據，本文只能將“喪偶”劃分為“近期喪偶”和“長期喪偶”，無法進行更為細致的時間劃分。

表8 子女的經濟支持在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節作用

表9 給予子女經濟支持在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節作用

圖5 向子女提供經濟支持在喪偶對老年人孤獨感影響中的調節作用（女性）