家庭支持對老年人自評健康影響研究
——基于CHARLS(2018)的數據

彭晶晶，鄒曉娟，羅 晟

(江西農業大學人文與公共管理學院，江西 南昌 330045)

一、問題的提出

根據第七次全國人口普查數據，截止到2020年11月，我國60歲及以上人口已超過2.64億，占比18.7%，相比較2010年第六次全國人口普查，10年間我國老齡人口占比增加了5.44個百分點，因此，積極應對人口老齡化已成為現實最為迫切的需求，在此背景下，黨的十九大報告明確提出“健康中國”戰略，健康老齡化便是其中重要一環。

在測量老年人健康狀況時，除了關注老年人的生理健康之外，老年人對于健康的自我感知也同樣重要。自評健康是評價對象對健康狀況的自我感知與評價，是集客觀生理健康與主觀健康感知于一體的綜合性指標，作為一種較可靠的指標，在國內外得到廣泛研究和應用。

與此同時，我國大多數的老年人仍然愿意選擇居家養老模式，因此家庭支持是保障我國老年人身心健康的重要因素。家庭支持與老年人健康之間的相關性也引起眾多學者的關注，但是關注點大多集中在經濟支持、生活照護等單項行為對老年人健康的影響，且由于樣本選擇的不同，研究結論往往存在差異。基于此，本論文以2018年中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)的數據為來源，具體研究以下問題:我國老年人自評健康狀況如何?不同性別、城鄉差別、婚姻狀況等對老年群體自評健康是否存在影響?實際情況中有的老年人獲得家庭的經濟支持，有的獲得生活照護，有的獲得精神支持，不同類型的家庭支持對老年人自評健康有沒有顯著性影響?

二、文獻回顧

家庭支持對老年人的生活質量、心理健康及老年患者的疾病治療和康復等至關重要，通過文獻梳理發現，學界從生活、經濟及精神等方面探討了家庭支持與老年人健康的關系。

老年人的經濟水平顯著正向影響其享受醫療水平以及慢性病治愈概率。劉西國認為家庭成員的經濟支持不僅對老人的生理健康有正向影響，同時對老人的生理健康水平提升有積極作用。向運華、姚虹的研究驗證了經濟支持對于老人健康有積極的作用，提出在農村地區老年人通過經濟支持獲得健康水平提升的邊際效益要大大高于城市地區，甚至經濟支持對精神慰藉還有一定水平的替代效應。第二種觀點是認為來自家庭成員的經濟支持對老年人健康水平的促進作用是有限的。周冬霞認為不管在城鎮地區還是農村地區，來自子女的經濟支持對老年人的身心健康沒有顯著的積極作用。鄭志丹、鄭研輝研究認為經濟支持對老年人的健康有“增能效應”，但是親代對子代的經濟支持也有“削弱效應”，而且“增能效應”的作用要小于“削弱效應”。

生活照料對老年人健康影響方面的研究也存在兩種不同的觀點:第一種觀點認為家庭成員在生活照料上給予老年人生活照顧能夠減輕生活壓力，還能夠為他們提供生活上的慰藉，對提高親代的身心健康水平有積極的作用。張文娟、李樹茁認為生活照料對老人健康的影響分為兩個部分，子女在日常家務上的幫助有利于老年人健康的發展，但是日常起居中的幫助卻不利于老年人健康的發展，同時當老年人處在生病狀況下時，配偶及子女的及時照顧能夠非常顯著地改善老年人的健康水平。李兵水等認為子代的生活照料對老年人的健康水平并無顯著影響，日常生活由子女照料為主的老年人在心理健康方面相對來說并沒有顯著的不同。

對湖北省部分農村地區的調查研究顯示，外出務工子女提供的更強的經濟支持能夠有效提高老年人的健康水平，但不能彌補隨之而來的生活照料和精神支持的缺失。不過也有研究表明，老年人健康受精神支持的影響較小。

綜上可以看出，在經濟支持、生活照料、精神支持對老年人健康影響的研究中，基本都存在兩種看似矛盾的結論，產生這種結果的原因主要有兩點:第一點是健康概念上的偏差，有的學者以老年人的生理健康及臨床特征為研究對象，有的學者以老年人的自我健康感知及評價為研究對象。第二點是研究樣本的不同，有的學者以城市老年人為研究對象，有些學者以農村老年人為研究對象，有些學者以流動人口為研究對象，也有學者針對特定區域的老年人展開調查。樣本選擇不同，研究結論也會有相應的偏差。

本研究中的家庭支持是指老年人的子女、兄弟姐妹等親人對其經濟、生活及精神上的各種幫助。由此，本研究基于前文文獻梳理提出研究假設H、H和H，在此基礎上構建框架(圖1)，并利用2018年中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)數據，重點探析家庭支持影響老年人自評健康情況，從而提出相關對策建議。

圖1 家庭支持對老年人自評健康影響分析框架

三、研究設計

(一)數據來源與樣本特征

本研究數據來自2018年國家自然科學基金資助，由北京大學國家發展研究院主持的大型跨學科調查項目“中國健康與養老追蹤調查”(CHARLS)。被訪者涵蓋1.24萬戶家庭的老年人，在剔除缺失值數據后，最終得到9993份有效樣本數據，有效率達80.6%。

描述性統計分析顯示，在9993個60歲以上的被訪老年人中，男女性別比例相對均衡，其中男性占比48.8%(4874人)，女性為51.2%(5119人)；農村老年人居多(7119人，占71.2%)，城鎮老年人偏少(2874人，占比28.8%)；有近4/5的被訪老人與配偶居住一起(78.8%，7870人)。

(二)變量選取與描述

1.被解釋變量

本論文中被解釋變量為“自評健康”，根據李克特量表，把自評健康狀況分為5個等級，分別為不好、很不好、一般、良好、非常好。為了適用于二元Logit模型擬合，本文將“很好”“良好”“一般”歸為健康，賦值為1，將“不好”“很不好”歸為不健康，賦值為0。

2.核心解釋變量

本文將家庭支持作為核心解釋變量，包括經濟支持、生活照料和情感慰藉。經濟支持包括來自孩子和親戚朋友(下文簡稱“親友”)的經濟支持，老年人獲得孩子經濟支持賦值為1，未獲得孩子經濟支持的賦值為0；老年人獲得親友經濟支持的賦值為1，未獲得親友經濟支持的賦值為0。生活照料主要指親友對老年人的生活幫扶及子女對其生活上的照顧，老年人生活有親友幫扶的賦值為1，沒有生活幫扶的賦值為0；老年人有子代照顧的賦值為1，沒有子代照顧的賦值為0。精神支持包括孩子看望、與孩子聯系兩個變量，孩子經常看望老年人的賦值為1，孩子看望少的賦值為0；經常和孩子聯系的賦值為1，和孩子聯系少的賦值為0。

3.控制變量

包括性別、居住地和婚居狀況。男性賦值為1，女性賦值為0；居住地為城鎮賦值為0，為農村賦值為1；婚居狀況包括“與配偶同住”“已婚與配偶暫時分居”“單身或獨居”和“與其他人居住”，其中，“與配偶同住”賦值為1，后面三種類型歸為“其他”，賦值為0。具體變量的說明和統計如表1所示。

表1 變量賦值

變量名稱 題項 賦值 平均值 標準差自評健康 您的健康狀況? 0＝不健康，1＝健康 0.730.442性別 您的性別? 0＝女性，1＝男性 0.490.500居住地 您的居住地? 0＝農村，1＝城鎮 0.710.453婚居狀況 您的婚居狀況? 0＝其他，1＝與配偶同住 0.790.409孩子經濟支持 您是否獲得孩子經濟支持? 0＝否，1＝是 0.420.494親友經濟支持 您是否獲親友經濟支持? 0＝否，1＝是 0.070.250生活幫扶 您的生活是否有家人幫扶? 0＝否，1＝是 0.720.447子代照顧 您的生活是否有子代照顧? 0＝否，1＝是 0.710.452孩子看望 您是否能經常見到孩子? 0＝否，1＝是 0.350.476和孩子聯系 您是否經常跟孩子聯系? 0＝否，1＝是 0.370.483

四、實證結果及分析

(一)老年人自評健康描述性統計分析

由表2可知，老年人自評健康總體狀況較好，認為自己身體比較健康的人占比達到73.5%。其中，認為自己身體比較健康的女性有3786人，占女性人數的74%，比男性中的這一比例高出1.1個百分點；認為自身健康狀況良好的城鎮老年人有2151人(74.8%)，比農村老年人高將近2個百分點；不同婚居狀況的老年人自評健康狀況差異不大。

表2 老年人健康自評狀況分析結果

注:括號里數值為所占比例。

變量與取值 性別 居住地 婚居狀況女性 男性 城鎮 農村 其他 與配偶同住合計健康自評不健康 13331320723193055920942653(26.0%)(27.1%)(25.2%)(27.1%)(26.3%)(26.6%)(26.5%)健康 3786355421515189156457767340(74.0%)(72.9%)(74.8%)(72.9%)(73.7%)(73.4%)(73.5%)合計 5119487428747119212378709993

(二)回歸分析

1.模型選擇與擬合

本研究的因變量是“老年人自評健康”，屬于二分類變量，所以選擇二元logit模型進行回歸分析，模型表達式為:

其中，

P

為自評健康好的概率，

α

是常數項，

X

代表核心解釋變量(經濟支持、生活照料和精神慰藉)，

U

為控制變量，

ε

為模型的殘差，

β

和

γ

分別為核心解釋變量和控制變量的系數。在模型擬合前，將所有控制變量和核心變量進行共線性檢驗，得出每個自變量的容差均大于0.1，VIF介于1～10之間，因此模型中的自變量不存在共線性。由模型系數的Omnibus檢驗(

χ

＝1310.955，

p

＝0.000<0.05)和Hosmer-Lemeshow檢驗(

χ

＝11.266，

p

＝0.187>0.05)結果可知，整體模型擬合效果好，模型顯著，自變量在一定程度上可以預測因變量。

2.回歸結果分析

如表3所示，控制變量性別、居住地、婚姻狀況沒有通過顯著性檢驗，表明它們對老年人自評健康影響不顯著；生活照料通過了顯著性檢驗，具體表現為兩個方面:生活幫扶、子代照顧在0.01顯著性水平上顯著影響農村老人的健康自評水平。即相對于生活沒有幫扶的老人來說，有生活幫扶的農村老人健康自評水平更高，其優勢比高出5.010倍；有子代照顧的農村老人健康自評水平的優勢比是無子代照顧的農村老人的1.245倍。經濟支持對老年人自評健康的作用不顯著，而孩子看望、與孩子聯系兩個精神慰藉變量也沒有通過顯著性檢驗，因此，其對老年人自評健康的影響也沒有顯著的統計學意義。可能的原因在于，首先，對于老年人來說，隨著年紀的增長，對于健康的需求超過對于物質的需求，在他們看來，金錢并不能買來健康；其次，無論是城市老年人還是農村老年人，基本上都有了國家醫療保險作為兜底，所以親友對老年人經濟上的支持對老年人自評健康影響并不顯著；再次，老年人生性節儉，平時花銷僅僅是滿足日常生活，因此，經濟支持對其自評健康影響并不顯著。最后，隨著我國家庭結構的變化，核心家庭逐漸成為我國最主要的家庭模式，年輕人與老年人情感的紐帶主要依賴于電話、手機等遠距離溝通方式，這導致老年人降低了對家庭成員的精神需求。

表3 家庭支持對老年人自評健康影響的回歸結果

注:變量括號中的內容表示參照水平。

變量(參照水平) B B標準誤 Wald值 P Exp(B)Exp(B)的95%C.I.下限 上限性別(女＝0) -0.0290.0500.3300.5660.9720.8821.071居住地(城鎮＝0) -0.0410.0550.5650.4520.9600.8631.068婚居狀態(其他＝0) -0.0110.0610.0300.8620.9890.8781.115孩子經濟支持(否＝0)0.0330.0770.1890.6641.0340.8891.202兄弟姐妹經濟支持(否＝0) -0.1330.0991.7760.1830.8760.7211.064生活幫扶(否＝0) 1.7090.0501180.0870.0005.5235.0106.088子代照顧(否＝0) 0.3220.05237.7930.0001.3801.2451.529孩子看望(否＝0) 0.0930.0661.9730.1601.0980.9641.251和孩子聯系(否＝0) -0.0010.0670.0000.9870.9990.8761.139常量 -0.3040.08512.8170.0000.738模型擬合優度檢驗 χ2＝1310.955，p＝0.000 Hosmer和Lemeshow檢驗 χ2＝11.266，p＝0.187

五、結論與建議

(一)研究結論

本論文重點研究家庭支持與老年人自評健康之間的相關性，通過對9993名老人的描述性統計及二元logistic回歸分析，得出如下幾點結論。

第一，我國近3/4的老年人自評健康水平較高，并且，女性老人自評健康水平高于男性老人，城鎮老人自評健康水平高于農村老人。

第二，生活幫扶和子代照顧顯著正向影響老年人健康自評，而經濟支持、精神慰藉對老人健康自評沒有顯著作用，老年人的性別、住地及婚居情形對自評健康也不存在顯著影響。

(二)對策及建議

當前我國養老模式以家庭養老為主，提高家庭養老水平勢在必行，根據得出的結論，提出以下幾點針對性建議。

1.發揮社區生活幫扶作用

首先，政府要落實社區居民委員會在對老年人生活幫扶上的責任，并向社區公示，將生活幫扶工作納入其政績考核的內容。其次，加強社區老年人的基礎數據的信息化建設，便于社區工作人員精準對接好生活幫扶工作。

2.宣揚孝文化，發揮子代照顧功能

后代對老年人的生活照顧能夠有效保障老年人健康水平，在觀念上宣傳孝文化，倡導子代照顧是改善老年人自評健康狀況的重要舉措。首先，在社區工作欄中，宣傳子代照顧的必要性，人都會變老，照顧老年人是義務，是家庭其他成員的榜樣，優待老年人就是優待以后的自己。其次，在科普工作上，基于調查研究數據，科普子代照顧對老年人健康水平的提升有利好作用，號召后代積極行動起來。