我國老年人家庭代際關系對其心理健康狀況的影響

王 歡，劉明珠，梁 爽

1河海大學人口研究所，江蘇南京，211100；2江蘇省衛生健康發展研究中心，江蘇南京，210036；3國家衛生健康委計劃生育藥具不良反應監測中心，江蘇南京，210036

近年來,我國老年人規模不斷擴張,人口老齡化程度不斷深化。2020年底,我國60歲及以上人口已達2.64億,占總人口18.70%,較2010年提高了5.44個百分點[1]。與此同時,《中國國民心理健康發展報告(2019-2020)》指出,我國存在不同程度心理問題的老年人的比例高達79.6%[2]。隨著積極應對人口老齡化及健康中國戰略的全面推進,改善我國老年人心理健康狀況已刻不容緩。一直以來,家庭代際關系都是老年人社會支持網絡的重要組成部分,也是其健康狀況的關鍵影響因素。然而,家庭代際關系對老年人心理健康狀況的影響機制尚不明確。

家庭代際關系是家庭內因生育或婚姻產生的家庭成員之間的關系[3]。理論上,家庭代際關系具有多層次、多維度特性。社會心理學家Bengtson等人首次提出,家庭代際關系不僅包括以居住安排為核心指征的結構性維度、以經濟及工具性支持為代表的功能性維度,同時還包括了尚未得到足夠關注的聯系性、情感性、共識性、規范性等維度[4]。目前,實證研究多局限于對居住安排、代際支持與老年人心理健康狀況關聯的分析[5-8]。已有研究認為居住安排通過改變老年人與其子女的互動交流頻率和代際之間資源交換的頻率和類型,從而影響老年人心理健康狀況[5-6]。在代際支持方面,既有研究認為代際之間資源交換會通過影響老年人自我價值實現、參與社區活動時間、生活質量等,進而影響其心理健康狀況[7-8]。但受限于數據、變量處理和方法的差異,既有針對這一主題的研究尚未達成一致結論。

學界圍繞家庭代際關系對老年人心理健康狀況的影響已展開初步探討,但依然存在以下不足。①既有研究多使用地區性調查數據或年份較早的全國抽樣調查數據。②既有研究對家庭代際關系的測量多局限于結構性和功能性維度,缺乏對家庭代際關系的全面刻畫,鮮有研究關注聯系、觀念、規范等維度對老年人心理健康狀況的影響[5-7]。③家庭代際關系對老年人心理健康狀況影響的研究結論需要進一步明確[5-8]。鑒于此,本研究采用中國老年社會追蹤調查數據,以家庭代際團結理論為基礎,從多維視角全面考量老年人的家庭代際關系對其心理健康狀況的影響,并聚焦性別、城鄉因素,圍繞家庭代際關系對不同特征老年人心理健康狀況的影響展開異質性分析。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

數據來源于2018年中國老年社會追蹤調查(China longitudinal aging social survey,CLASS)[9],采取該數據的理由如下。①該調查基于分層多階段概率抽樣技術,覆蓋我國30個省市自治區共476個村/居委會,是在全國范圍內開展的長期跟蹤調查,具有數據質量良好、全國代表性較強等優點[9]。②與其他數據相比,CLASS(2018)數據是迄今唯一可獲得、能夠全面測量家庭代際關系的最新數據。③受到傳統儒家文化影響,我國家庭代際關系具有較強的穩定性,這使得CLASS(2018)數據仍能有效地反映家庭代際關系的特征。

納入標準:60歲及以上老年人;不與子女同住(結構性和聯系性維度共線,因此限定樣本范圍)。排除標準:研究變量為異常值、缺失值及無法回答的樣本。2018年CLASS數據樣本總量為11418人,遵循上述標準并對老年人與子女“一對多”配對,最終獲得有效老年人樣本5349個和“老年人—子女”配對樣本11603個。樣本篩選過程見圖1。

圖1 調查對象篩選過程

1.2 研究內容及方法

1.2.1 心理健康狀況測量。因變量為心理健康狀況,采用CLASS簡版流調中心抑郁量表(center for epidemiologic studies depression scale,CES-D)進行測量。該量表由Radloff編制,由上海市精神衛生研究所張明園等人翻譯為中文版并應用、推廣。CES-D 9涵蓋情緒、食欲、睡眠質量等9個問題,評分范圍為1-3分,內部一致性(Cronbach's alpha)為0.760。對孤獨感、食欲差、睡眠質量差、無事可做等表達負向情緒的項目進行反向計分,以保持題設方向一致性,量表總分越高說明其心理健康狀況越好,這與已有研究處理方法相同[10-11]。嘗試對CES-D 9得分對數變換,但主要回歸結果保持不變(限于篇幅,未展示)。為使得回歸結果更加直觀、易于理解,仍以CES-D 9加總得分來測量老年人心理健康狀況。

1.2.2 家庭代際關系測量。自變量為家庭代際關系。Bengtson等人研究發現,現代社會中,家庭代際關系呈現出多樣性、復雜性和矛盾性的特征,并提出家庭代際團結測量模型[12],該模型已在美國、歐洲等情境下得到廣泛應用[12-14]。將家庭代際關系操作化為聯系性團結、情感性團結、規范性團結、共識性團結和功能性團結。①聯系性團結包含見面頻率和通話頻率,采用過去12個月老年人與子女見面和通話的頻率測量,將答案合并賦值為:每周不到一次=0,每周至少一次=1[13]。②情感性團結指標為代際感情親近度,采用老年人對代際感情親近程度的主觀感知衡量,并將“無法回答”定義為缺失值,答案賦值為:不親近=1,一般=2,親近=3[14]。③規范性團結指標為代際義務履行,根據“今后打算主要在哪里養老”進行測量。老年人在養老院等其他場所養老與家庭養老的傳統文化規范存在區別,可以視為背離傳統文化規范,子女不愿意履行養老義務,而老年人在自己家或子女家養老則可視為子女愿意履行養老義務。并將答案合并賦值為:子女不履行養老義務=0,子女履行養老義務=1。④共識性團結操作化為代際看法相似性,根據“過去12個月,有沒有覺得子女要求了過多的幫助和支持?”進行衡量。當老年人認為子女要求過多的幫助,說明代際之間看法存在分歧,答案合并賦值為:看法不相似=0,看法相似=1。⑤功能性團結操作化為子女提供家務照料頻率,采用“過去12個月子女幫助老年人做家務的頻率”進行衡量,合并為“很少”“偶爾”和“經?！?分別取值1-3。各維度指標取值越高,說明家庭代際團結程度越高。

1.2.3 控制變量?？刂谱兞繛槔夏耆思白优卣?。老年人特征包含性別、年齡、居住地、婚姻狀況、受教育年限、收入(對數)、兒子數量、女兒數量、日常生活自理能力(activity of daily living scale,ADL)和自評健康;子女特征包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限、工作狀況和經濟狀況。ADL由功能受損(完全不需要幫助為功能完好)數目計算加總得出,數值越高表示自理能力越差?？紤]到老年人心理健康狀況隨年齡增長可能發生改變,將老年人劃分為低齡(60-69歲)、中齡(70-79歲)和高齡(≥80歲)組。

1.3 統計學方法

利用Stata 17.0進行數據分析。描述性統計分析研究對象基本情況;采用多元線性回歸模型分析各家庭代際關系維度對老年人心理健康狀況的影響,并利用分樣本回歸進行性別、城鄉異質性分析。

2 結果

2.1 研究對象基本情況

5349名老年人中,男性占比52.79%,低齡、中齡和高齡老年人分別占比51.64%、35.65%、12.71%,居住在城鎮者占比62.44%,在婚者占比76.41%,平均受教育年限6.40年。抑郁量表平均得分18.80分。老年人樣本的11603名子女中,52.19%為男性,平均年齡44.59歲,68.59%有工作,僅有2.09%非在婚。見表1。

表2顯示,分別有63.29%、45.25%的子女與其老年父母每周通話、見面至少1次,說明代際聯系較頻繁。87.65%的老年人認為自己與子女感情親近;代際看法不相似的比例僅為18.20%,表明代際關系較為親密。僅有11.94%、29.98%的子女不履行養老義務、很少向老年人提供家務照料。總體而言,各維度指標取值較高,說明老年人家庭代際團結程度較高,“團結和諧”為主體特征。

表2 老年人代際關系描述情況

2.2 我國老年人家庭代際關系對其心理健康狀況的影響

采用線性回歸分析家庭代際關系各維度對老年人心理健康狀況的影響,自變量家庭代際關系各維度之間在納入控制變量前后均不存在嚴重共線性(方差膨脹因子VIF值均小于3)。表3模型1結果顯示,收入高、低齡、身體健康、子女發展好的老年人心理健康狀況更佳。具體而言,個人收入對數每增加一個單位,其心理健康狀況得分提高0.22個單位;高齡老年人比低齡老年人心理健康狀況得分低0.41個單位,可能是因為疾病、身體功能退化等導致高齡老年人有更強烈的無用感;ADL(功能受損數目)每增加一個單位,其心理健康狀況得分降低0.11個單位。子女有工作及經濟狀況寬裕的老年人比子女無工作者、子女經濟困難者心理健康狀況得分分別高0.25、0.43個單位。

表3 我國老年人家庭代際關系對其心理健康狀況影響的回歸分析結果

模型2-6表明,見面頻率、代際感情親近度、代際看法相似性、子女提供家務照料頻率越高的老年人更可能具備更佳的心理健康狀況。具體而言,代際感情一般、親近的老年人比代際感情不親近者心理健康狀況得分分別高0.98和1.20個單位。相較于代際看法不相似者,與子女看法相似的老年人心理健康狀況得分高0.24個單位。而通話頻率、代際義務履行對老年人心理健康狀況的影響并不顯著。

在納入所有家庭代際關系維度后,代際看法相似性影響的顯著性水平降低,見面頻率對老年人心理健康狀況的影響變得不顯著;通話頻率對老年人心理健康狀況的影響方向發生改變,由正向影響轉變成負向影響(見表3模型7)。標準化估計結果(限于篇幅,未展示)表明,代際感情親近度對老年人心理健康狀況影響最大,代際看法相似性、代際義務履行、子女提供家務照料頻率的影響次之;而通話頻率及見面頻率的影響并不顯著。

此外,對模型1-7進行比較后發現,老年人年齡、婚姻狀況、收入、ADL、自評健康狀況等個體特征及其子女的工作狀況、經濟狀況等因素始終對其心理健康狀況產生顯著影響。如模型1-7中,老年人的婚姻狀況對其心理健康狀況始終具有顯著正向影響(P<0.001)。

2.3 我國老年人心理健康狀況的異質性分析

性別分樣本回歸結果顯示,代際看法相似性對女性老年人心理健康狀況有顯著影響(P<0.05),而對男性影響并不顯著。這說明女性心理健康狀況受家庭代際關系影響的可能性更大。同一家庭代際關系維度對城鄉老年人心理健康狀況影響方向相反。具體而言,與子女每周見面至少1次的農村老年人比每周見面不到1次者心理健康狀況得分要高0.39個單位,而與子女每周見面至少1次的城鎮老年人比每周見面不到1次者心理健康狀況得分要低0.24個單位。通話頻率在農村樣本中對心理健康狀況具有顯著消極影響,在城鎮樣本中則發揮積極作用。見表4。

3 討論

3.1 團結和諧的家庭代際關系對我國老年人心理健康狀況具有積極作用

結果顯示,盡管我國多數老年人與其成年子女不共同居住,但聯系頻繁、感情親近、持有相似看法等家庭代際關系主要特征依然反映了代際之間“團結和諧”的本質屬性。前者是孝文化在人口遷移流動及新型城鎮化背景下自適應變遷的結果,后者則是對孝文化精神內核的傳承[15]。這一發現與最新研究一致,不僅再次證實了我國家庭代際關系的穩定性[15-16],也同樣說明了研究所用數據能夠有效地反映家庭代際關系的現狀及特征,即我國家庭代際關系呈現動態發展的特點,但仍以團結和諧為主體特征,孝文化仍然在其中發揮著重要作用。

進入老年期后,個體不僅面臨著身體器官的功能性衰退,還面臨著因社會角色脫嵌所帶來的社交網絡急劇縮小,容易陷入焦慮、抑郁等負面情緒。根據社會情緒選擇理論,老年人對時間限制的感知導致其目標層次結構重組,他們會更加重視從生活中獲得情感意義、情緒滿足,也更愿意把時間投入到重要的親密關系,特別是家庭關系中,從而降低消極情緒風險[17]。延續這一思路并結合本研究結果發現,團結和諧的家庭代際關系能夠滿足老年人情感、照料的需求[7-8],從而最大限度地提高積極情緒體驗,有利于改善其心理健康狀況。事實上,傳統“孝文化”中,團結和諧的家庭代際關系是子女孝順父母的直觀體現。它不僅可以滿足老年人對子女及家庭的期待,同時也能為老年人帶來滿足感和“育兒有方”的成就感,從而發揮對老年人心理健康狀況的改善作用。然而,這與張珺等人的發現并不一致,他們認為來自子女規律性的照料支持會增加老年人抑郁發生風險[18],這可能與他們采取了家庭代際支持的狹義測量、未對規范及共識性家庭代際關系維度進行整體考察有關。

與此同時,個體對于時間的感知也存在年齡分化。與低齡老年人相比,高齡老年人更容易感知到剩余時間不足,他們的悲觀情緒和喪失感更強,心理健康狀況更差,也更傾向于選擇與“親近的家人”共度時光[17],通常對家庭代際關系具有較強的依賴性。作為高齡老年人的社會網絡中心,家庭代際關系不僅能為他們提供保障生活質量的經濟與工具支持,同時也能通過情感支持減輕他們因身體器官功能性衰退產生的消極情緒,從而有利于其心理健康狀況。因此,相較于低齡老年人,團結和諧的家庭代際關系對高齡老年人心理健康狀況具有更為明顯的積極作用。然而,這與張芬和沈晨的發現不同,他們認為代際支持對高齡老年人心理健康狀況影響不顯著[19]。這可能與其未控制個體軀體健康狀況有關,代際支持對老年人心理健康狀況的正向促進作用被身體退行性改變帶來的心理健康負向抑制作用所抵消。

2022年2月,國務院印發《“十四五”國家老齡事業發展和養老服務體系規劃》,將鞏固和增強家庭養老功能、完善家庭養老支持政策體系作為積極應對人口老齡化挑戰的重要措施?，F階段,應合理引導家庭積極承擔養老義務和責任,發揮“團結和諧”家庭的心理健康狀況保障作用,實施老年人心理關愛。

3.2 不同維度家庭代際關系對我國老年人心理健康狀況的影響存在差異

結果表明,情感性、共識性團結均對老年人心理健康狀況具有積極作用,且經過標準化處理后,其與老年人心理健康狀況的正向關聯強度高于其他家庭代際關系維度。根據社會護航模型理論,老年人退休后社交網絡縮小,家庭網絡發揮著最重要的護航作用[20]。因此,情感性團結有助于老年人釋放壓力,產生積極的情緒體驗,增強自我接納和對社交活動的信心,從而改善心理健康狀況[21];而共識性團結可減少老年人與其子女之間的矛盾,降低其抑郁風險[22]。納入所有團結維度后,聯系性團結的影響效應“消失”了,這一發現與自我決定理論觀點存在差異。自我決定理論認為,個體需要在社會中保持關系,這種歸屬感可降低抑郁發生風險[23],如既有研究發現頻繁的親子接觸為陪伴和社交提供了機會,從而促進了家庭中的個體融合,為老年人提供歸屬感和對自我價值的認可[24]。全模型中,聯系性團結的影響失去顯著性,可能是因為各團結維度之間并不是孤立的[12],其他團結維度納入后降低了聯系性團結影響的解釋力。且聯系頻率并不一定與代際關系質量成正比例關系,可能存在老年人與子女聯系頻繁但關系質量差的情況,從而抑制了聯系性團結對老年人心理健康狀況的積極作用。此外,功能性團結方面,與已有研究結論一致,子女提供支持有助于改善老年人心理健康狀況[8]。這可能是因為,一方面,在以“孝文化”為基本倫常的中國社會,子女提供支持符合傳統文化規范與老年人對子女的責任期許;另一方面,子女提供支持可以滿足老年人的需求,彌補其退出主流社會后由于社交網絡萎縮帶來的資源短缺,提高生活質量,從而發揮功能性團結對老年人心理健康狀況的增益作用。

當前,老年人口規模不斷擴大、家庭依然為個體養老的主要場域已成為我國全面促進健康老齡化進程中不可忽視的社會事實。2023年2月,國家統計局公布的《2022年國民經濟和社會發展統計公報》顯示,截至2022年底,我國60歲及以上老年人已達2.80億,占總人口19.84%,比2010年增加6.58個百分點。2021年4月8日,國家衛生健康委員會新聞發布會指出,我國90%以上的老年人居家養老。現階段應建立健全家庭友好支持政策,通過多種方式增進親子之間的理解、信任和關心,滿足規模日益龐大的老年人的心理需求,提升家庭代際關系質量,改善老年人心理健康狀況。

3.3 特定維度家庭代際關系對不同特征老年人心理健康狀況的影響存在差異

結果表明,女性老年人對家庭代際關系依賴程度更高。壓力過程理論認為,個體所面臨壓力源、應對資源和策略的差異導致了心理健康狀況差異[25]。與男性相比,一方面,女性老年人更有可能承擔起幫助子女打理家務、照料孫輩的責任,她們會面臨更多的家庭壓力;另一方面,“男主外、女主內”傳統性別分工下,女性在應對衰老、退休等挑戰時更可能存在明顯的資源累積劣勢[26]。因此,壓力源更多、應對資源更少的女性老年人相比男性可能有更差的心理健康狀況。而團結和諧的家庭代際關系則可能通過緩解壓力、增加資源累積對其心理健康狀況發揮積極作用。聯系性團結對城鄉老年人心理健康狀況的作用方向相反[22]。根據壓力過程理論,受城鄉二元結構影響,相較于城鎮老年人,農村老年人在養老、醫療服務方面資源擁有量相對有限,應對衰老、疾病等挑戰時的資源更為匱乏,因而更加需要子女的支持。因此,聯系性團結有助于農村老年人獲取經濟支持、照料幫助等資源,提高生活質量,從而改善其心理健康狀況[27];而城鎮老年人則可能因有更加豐富的制度性應對資源,對家庭代際關系的依賴較弱,聯系性團結對其心理健康狀況的積極作用并不明顯,與子女見面相處反而容易引發矛盾,產生負面影響[8]。此外,2022年5月,國務院辦公廳發布《“十四五”國民健康規劃》(國辦發〔2022〕11號),要求不斷提升基本醫療衛生服務公平性和可及性,縮小城鄉、區域、人群之間資源配置、服務能力和健康水平差異,推進健康中國戰略實施。因此,在新發展階段,需要根據家庭代際關系影響的性別和城鄉差異,有針對性地出臺相關政策,縮小城鄉、人群之間資源配置和心理健康狀況差異。