养老模式对老年人主客观健康的影响

丁继红，王一凡，刘晓敏

(1 南开大学 经济学院，天津 300071； 2 埃森哲(中国)有限公司，北京 100020)

1 引言

老龄化指中老年人口占总人口比重达到一定比例并不断提高的过程， 当前中国人口老龄化的进程尤为迅速，截止2016年底，国家统计局抽样人口调查60岁以上老年人占总人口比超过16.6%，现在的中国，平均每4秒就新增一位60岁以上老年人。据预测，到2050年中国的老年人口将达到4.8个亿，占全球老年人口近四分之一(1)《中国老龄产业发展报告(2014)》。

基数巨大的老年人数量、发展迅速的老龄化进程给我国医疗、养老和相关社会服务领域都带来了巨大的挑战，家庭与社会两方面都面临着老龄化带来的压力。健康老龄化是缓解人口老龄化压力的关键，因此对于老年人身体健康状况的深入研究显得更加重要。老龄健康受到社会经济环境和自身行为等诸多因素的影响，包括生活方式(李婷，2011)、受教育情况(刘生龙，2017)、城乡差异(李建新和刘保中，2015)、经济水平(刘宝霞，2017)以及性别(周全湘等，2018)等特征。此外，养老模式也是非常重要的因素，本文将着重研究养老模式对老龄健康的影响。

综合现有的对养老模式的研究结果，可以将养老模式的内涵概括为两方面的内容，一是与何人生活在一起，可细分为五种形式：独居、与配偶共同居住、多代合住、和没有亲缘关系的人一起居住和养老院居住。二是照护资源由何处获得，可以细分为居家照护、社会照护和社区照护三种(陈赛权，2000；谢琦，2018)。在中国的具体实践中，老年人获得照护的对象往往与其选择的居住方式相一致，居住在家里的同时集中获得社会照护的情况十分少见，因此在本文中对老年人养老模式的探讨是基于其居住模式的。

英文文献中，最早将养老模式作为影响健康的因素纳入研究范围的是Zunzunegui et al.(2001)，该文利用西班牙的数据，发现多代合住能够为老年人提供情感慰藉与工具性支持，丧偶后与子女同住的老年人表现出比丧偶后独居者更好的健康状况和心理状态。Hughes & Waite(2002)、Lund et al.(2002)、Gu et al.(2007)、Chen & Short(2008)以及Li et al.(2009)先后分析了独居、与配偶共同居住、与子女共同居住、与配偶及子女共同居住、与他人共同居住以及养老院居住共6种居住模式对老年健康的影响，发现与配偶共同居住最有利于老年人的健康状况，与子女共同居住利于老年人的自评健康，而独居老人在日常生活能力上表现得最好，与其他人共同居住最不利于老年人健康。

中文文献中,多数研究仅涉及老人健康的某个方面，如日常生活自理能力或老年人自评健康水平等，或者将养老模式将仅区分为独居及非独居，或家庭居住及养老机构居住两种。邓颖等(2002)探讨了养老模式对生存质量SF-12的8个分维度的影响，发现其对活力状况、社会功能、一般健康状况、生理职能、身体疼痛的影响有显著性；刘宏等(2011)利用两期CLHLS数据发现经济独立且独立居住的老年夫妻在健康和主观幸福感方面均有明显优势，依靠子女或政府补助作为主要经济来源的老年人表现出最差的健康水平；张莉(2015)研究发现，同与他人共同居住的老年人相比，独自居住或住在机构中的老人更易持有消极情绪，而良好的代际关系能促进机构中的老年人的积极情绪并削弱其消极情绪，进而提升老年人的主观幸福感；王军等(2015)随机选取2014年6月—2015年6月来该门诊部进行治疗的家庭养老与社会养老模式下的老年人各98例，采用文献资料法及问卷调查法等方法，对这196例老年人的心理健康状况进行访问调查，发现家庭养老模式下老年人的记忆力良好、兴趣爱好广泛、经常体育锻炼、自我认可和身体状况良好等方面的表现，明显优于社会养老模式下的老年人；丁继红和董旭达(2017)重点探讨了兼顾居住模式和经济来源的二维养老模式对老龄健康的影响及其城乡差异，结果显示，养老模式对城乡老龄健康的影响存在异质性：与子女合住对农村老人的健康有显著促进作用，在此基础之上获得子女的赡养可进一步提高农村老人的健康，然而老人经济来源和居住模式上的双重独立对城市老人的健康十分有益；范国斌等(2018)利用2013年CHARLS数据库，重点分析了家庭养老和社会养老及其不平等程度对于农村60岁及以上老年人健康的影响，实证结果发现，家庭养老和社会养老均对老年人健康有明显的正向促进作用，家庭养老对健康的边际效应高于社会养老对健康的边际效应，相比二者对躯体健康的影响，对精神健康的影响更为显著。但也有学者认为与子女共同居住不利于改善老年人健康，这可能是由于共同居住会引发家庭成员之间的紧张关系，甚至是冲突或其他消极的交往形式，进而降低老年人的主观幸福感。杨华和欧阳静(2013)通过研究中部地区农村老年人自杀现象发现中国农村主流的家庭养老方式使得老年人对子女的赡养高度依赖，进而被迫进入农村的竞争体系，被代际分工而剥削，甚至导致自杀的惨烈结果。

本文构建了老年人健康需求和养老模式需求的理论模型，在此基础上运用中国老年健康影响因素跟踪调查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)数据，建立有序Probit模型，创新性地以独居老人为对照组，区分了独居、与家人共同居住和养老院居住三种最典型的养老模式，探讨与家人合住以及机构居住与老年人独居相比，对老年人健康的影响，并对比了解释变量对于城乡老年人健康的不同影响机制。为全面评估老年人健康水平，本文同时考察包括自评健康水平与自评生活状况在内的主观健康和包括日常生活自理能力与智力状态在内的客观健康。为了消除养老模式选择中可能存在的内生性，文章进一步地选择“子女个数”及“省内养老机构数量”作为工具变量，建立2SLS模型。

2 理论基础

基于Grossman(1972)健康需求理论,本文构建了老年人健康需求和养老模式需求的模型。老年人进入老年阶段后，其目标是最大化今后的效用之和U，它受到老人当期消费Ct、健康Ht、养老模式Lt、效用的折旧率ρ以及死亡时间T的影响。

(1)

其中Mt为t期使用的医疗服务，它是健康需求的引致需求。t=0时，老年阶段开始；当Ht≤Hmin时，死亡发生，因此T满足：HT+1≤Hmin

老年人t期的健康Ht取决于上期健康Ht-1、健康折旧率δt、健康投资It。

Ht=(1-δt)Ht-1+It

(2)

其中，健康投资It是医疗服务的使用Mt、养老模式Lt和健康行为Zt的函数。

It=I(Mt,Lt,Zt)

(3)

老年人的预算约束是各期消费支出、医疗服务支出和养老模式支出总和的现值，不大于老年人初始财富与各期收入现值之和。

(4)

3 数据与变量

3.1 数据来源

本文采用北京大学健康老龄与发展研究中心/国家发展研究院组织的老年人追踪调查CLHLS数据，该数据是针对老年人的多学科、大范围的追踪调查，内容涉及老人个人及家庭基本状况，社会、经济背景及家庭结构，对本人健康状况与生活质量状况的自我评价，性格心理特征，认知功能，生活方式，日常活动能力，经济来源，经济状况，生活照料，生病时的照料者，能否得到及时治疗与医疗费支付者等九十几个问题共一百八十多个子项。该项调查始于1998年，已公布的追踪数据包括1998年、2000年、2002年、2005年、2008年、2011年和2014年共七期，其基线调查和跟踪调查涵盖了中国31个省、市或自治区中的23个，涵盖区域的总人口在2014年为11.90亿，约占全国总人数的87%，具有全国代表性。

本研究主要采取的是该项目2014年跟踪调查数据，共涵盖7192组样本。为保证回归结果的有效性，本文对老年人针对关键问题回答“不知道”“无法表述”等答案的样本做缺失处理。在剔除了缺失关键变量的样本后，最终研究数据为3721组。

3.2 变量描述

3.2.1 被解释变量

本文的被解释变量为老年人的健康水平，采取了主观健康与客观健康两个角度来测度老年人的健康水平。被解释变量具体赋值情况及分布如表1所示。

表1 被解释变量赋值情况及分布

主观健康是老年人对自身健康状况和生活质量的主观评价。本文采用自评健康水平与自评生活状况两个变量作为衡量老年人主观健康水平的指标。自评健康水平作为研究老年健康广泛使用的变量，是老年人对自身健康状况的主观评价，既在一定程度上反映了老年人客观健康水平，也对老年人的死亡风险有重要的预测意义，对应问卷中的“您觉得现在您自己的健康状况怎么样”问题。自评生活状况除了可以反映老年人的对生活幸福程度的自我评价外，能够从广义角度衡量老人的心理健康状况，在问卷中对应“您觉得您现在的生活怎么样”问题。对两个问题回答“很不好”、“不好”、“一般”、“好”、“很好”分别被赋值1至5。

客观健康反映老年人肢体及智力的健康程度。本文采用日常生活自理能力(Activity of Daily Living，ADL)水平与智力状态检测(Mini-Mental State Examination，MMSE)水平两个变量作为衡量老年人客观健康水平的指标。其中，ADL水平是根据问卷中洗澡、穿衣、熟悉、室内活动、进食与上厕所6项日常生活自理能力得出的，六项日常活动全部能自理视为日常生活自理能力完好，赋值为4；1～2项日常活动需要帮助视为ADL轻度失能，赋值为3；3～4项日常活动需要帮助视为ADL中度失能，赋值为2；5～6项日常活动需要帮助视为ADL重度失能，赋值为1。认知功能水平是根据问卷中“现在是什么时候，上午，中午，下午还是晚上”等24道简易智力状态检查问题得出的，该组问题综合考察了受访者的一般能力、反应能力、注意力、计算能力、回忆能力、语言能力、理解能力与自我协调能力等多方面认知能力，满分为30分。得分24分及以上视为认知能力完好，赋值为4；得分17～23分视为认知能力轻度受限，赋值为3；得分11～16分视为认知能力中度受限，赋值为2；得分10分及以下视为认知能力重度受限，赋值为1。

3．2．2 解释变量

本文的解释变量包括老年人的养老模式、个人特征、经济状况以及家庭关系情况，分别选取一或多个具体变量进行测度。

本文主要关注的解释变量是老年人的养老模式，对应问卷中的“您现在与谁居住在一起”问题，分为与家人居住在一起、独居以及养老院三种方式。本文中以独居作为对照组，分别建立虚拟变量“与家人共同居住”与“养老院居住”，考察与家人共同居住以及机构养老相比独居，对老年人健康的影响。

个人特征是反映老年人社会特征以及生活习惯的一系列变量，包括：(1)性别，具体量化方式为0=女性，1=男性；(2)年龄；(3)民族，量化方式为0=少数民族，1=汉族；(4)婚姻情况，量化方式为0=未婚、离异、丧偶或已婚但不与配偶共同生活，1=已婚且与配偶一起生活；(5)城乡情况，量化方式为0=居住在乡镇，1=居住在城市；(6)受教育情况，量化方式为0=未接受过教育，1=接受过1年及以上的教育；(7)是否吸烟，0=否，1=是(8)是否喝酒，0=否，1=是；(9)是否经常锻炼，0=否，1=是；(10)患有慢性病个数。

经济状况变量是反映老年人个人和家庭经济状况以及其他经济相关变量，包括：(1)自评家庭经济情况，量化方式为0=自我感觉经济状况在当地属于一般、比较困难或困难，1=自我感觉经济状况在当地属于富裕或比较富裕；(2)老年人生活来源是否够用，0=不够用，1=够用；(3)60岁之前的职业状况，0=从事其他职业(包括务农、无业等)，1=从事专业技术工作、医生、教师、行政管理、职员、工人等职业；(4)如果生重病，是否能及时就医，0=不能，1=能；(5)是否有医疗保险(包括公费医疗、城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险、新型农村合作医疗保险及商业医疗保险)，0=没有，1=有；(6)是否有退休金或养老保险(包括社会养老保险及商业养老保险)，0=没有，1=有。

家庭关系变量主要反映老年人与家人关系的和谐程度，包括:(1)平时与谁聊天最多，0=平时与其他人(包括朋友、邻居、社会工作者、保姆等，下同)聊天最多或无人聊天，1=平时与亲人聊天最多;(2)有心事或想法最先向谁说，0=最先向其他人说或无人可说，1=最先向亲人说;(3)遇到问题、苦难最先想找谁解决，0=最先想找其他人解决或无人解决，1=最先想找亲人解决。

3．2．3 工具变量

为了消除老年人养老模式选择中可能存在的内生性，本文在结合工具变量选取原则与现有文献研究成果的基础上，选取了“子女个数”以及“省内养老机构数量”(2)数据来源：http://www.yanglao.com.cn/两个工具变量。对于子女个数，子女个数多则能够更好地分担照护老人的责任，老年人既可能与其中一个子女共同居住，也可能独居并由子女们轮流照顾；对于省内养老院机构数量，考虑到子女探望便捷程度，老年人跨省居住养老院的可能性较小，省内养老院机构数量可以衡量老年人选择机构养老的便捷程度，进而影响老年人选择养老院居住的可能性。

3．3 描述性统计

表2展示了全部变量的描述性统计，在全体样本的基础上，进一步区分了与家人共同居住的老人、独居老人和养老院居住老人的变量统计情况。

样本中老年人自评健康水平和自评生活状况的平均水平处于“一般”和“好”之间，ADL功能水平与认知能力水平平均处于功能完好与轻度失能之间，样本老人整体主、客观健康水平均比较健康。与独居老人相比，与家人共同居住的老人在主观健康，即自评健康水平和自评生活状况上表现了优势，居住在养老院的老人在自评生活状况上表现了劣势；但另一方面与家人共同居住的老人和居住在养老院的老人在客观健康，即ADL功能水平和认知能力水平方面均处于相对劣势，结合表1中的数据发现，与家人共同居住和居住在养老院的老人ADL能力和认知功能完好的老年人比例均小于独居老人。这可能是因为选择效应造成的，日常生活自理能力与认知能力失能程度较为严重的老年人丧失了独自居住的能力，因此会更多地选择与家人共同居住或居住在养老院中。

表2 变量的描述性统计

养老模式方面，样本中82.26%的老人选择与家人共同居住，16.74%的老人选择独自居住，其余0.99%的老人选择养老院居住，充分反映了我国家庭观念浓重、“养儿防老”等传统理念，同时也从侧面体现出我国养老服务体系建设目前正处于比较初级的阶段，享受机构养老服务的老年人非常有限。

反映老年人个人特征的变量中，男性占整体样本的48%，在独居老人中男性占38%；老人平均年龄为84.22,即样本以高龄老人为主，其中居住在养老院的老人平均年龄高达90；居住在乡镇的老年人占整体老年人的八成，且城市老年人比农村老年人更多地选择机构养老作为养老居住模式；无配偶的老年人近六成，且无配偶的老年人更多地选择独居或居住在养老院；超过五成的老年人没有接受过教育；八成多的老年人不吸烟、不喝酒，36%的老年人有锻炼的习惯；样本中老年人平均患1.46个左右的慢性病。反映老年人经济状况的变量中，八成的老人自我感觉家庭经济情况不算富裕；八成以上的老年人认为自己的生活来源够用，大部分老年人在年轻时从事的是非技术性职业；九成以上的老年人在患有重病时能够及时就医；九成以上的老年人享受医疗保障；60%的老年人享有退休金或养老保险。反映老年人家庭关系的变量中，八成以上老年人平时与家人聊天最多，九成以上老人有心事、有想法或遇到问题苦难最先向家人说，值得注意的是，居住在养老院的老人与家人的沟通与交流明显少于其他两种养老模式的老年人，可能是由于居住在养老院缺乏与家人沟通的机会，也有可能是家庭关系紧张的老年人更青睐养老机构养老。

从工具变量看，样本老年子女个数的平均值为4.44，省际养老机构数量加权平均数为1146个。

4 实证分析

4．1 模型的设定

本文研究的对象为老年人的健康状况，可以细分为主观健康与客观健康两个方面，包括自评健康水平、自评生活状况、日常生活能力水平及认知功能水平四个变量，由于本文采用的均为排序变量，因此采取有序Probit作为主要回归模型，同时采用最小二乘法(OLS)回归方法来对比检验模型的稳健性。

有序Probit模型设定方法为：

Hi=H(αlivei+βXi+εi)

(5)

其中，Hi为被解释变量，分别对应自评健康水平、自评生活状况、日常生活能力(ADL)功能水平及认知功能水平四个变量；live为本文最关注的解释变量，为老年人的养老模式；Xi为其他一系列解释变量，包括老年人的个人特征、经济状况、家庭关系三个大方面共19个变量，εi为随机扰动项。H(*)为某非线性函数，具体形式为：

(6)

其中，h是H背后存在的不可观测的连续变量，被称为潜变量(Latent Variable)，满足：

hi*=αlive+βXi+εi，

(7)

μ为待估参数，被称为切点，满足μ1<μ2<μ3<……<μj-1。

在有序Probit模型的基础上，本文同时建立了OLS模型以检验模型的稳定性，具体形式为：

Hi=C0+αlivei+βXi+εi

(8)

前文提到过，养老模式的选择可能存在内生性。原因可能是由于变量存在遗漏性误差，也有可能是老年人居住选择与健康程度存在反向因果关系：身体健康的老人拥有独自居住的能力，选择独居的可能性随之增大；健康水平差的老年人自理能力弱，需要亲人或养老机构的照顾，因此更多地选择与亲人共同居住或居住在养老院中。

本文在一阶段回归的基础上，采取两阶段最小二乘法(2SLS)，利用工具变量法(Instrumental Variable)消除模型的内生性。有效的工具变量需要同时满足工具变量相关性与工具变量外生性，即与内生变量相关，但同时与残差项不相关。结合前人的研究成果与本文的模型特点，本文选取的工具变量为老年人子女个数与省内养老机构数量。选择老年人子女个数作为工具变量是因为受我国“养儿防老”传统观念的影响，我国老年人在晚年时由子女承担起大部分养老责任，因此子女个数更多的老年人在晚年更有可能得到良好的照护，利于老年人居家养老，老年人既可能与其中一个子女共同居住，也可能独居并由子女们轮流照顾。选择省内养老院数量是由于考虑到老年人故土难离且子女跨省探视不方便的原因，老年人选择居住省外养老院的可能性很小，因此省内养老院数量可以反映老年人机构养老服务的易获得程度，进而显著影响老年人的养老选择。

在前文OLS模型的基础上，设计2SLS工具变量法的计量模型如下：

livei=θ0+θ1IV1+θ1IV2 +γXi+εi

(9)

Hi=C0+αlivei+βXi+εi

(10)

其中，(9)式为2SLS第一阶段回归，IV1和IV2分别代表两个工具变量，θ1与θ2为工具变量系数，可以通过其F统计量判断是否为弱工具变量。(10)式为2SLS第二阶段回归，通过第一阶段回归得出的因变量live来估计其他关注系数。

4．2 基于有序Probit模型的回归结果

4．2．1 养老模式对老年人主观健康的影响

表3显示了利用有序Probit模型进行回归的结果，其中模型(一)与模型(二)展示了解释变量对主观健康的影响。回归结果显示，与独居相比，与家人共同居住提高了老年人的主观健康水平，但不显著；养老院居住降低了老年人的主观健康水平，其中显著降低了其自评生活状况。

在个人特征变量中，婚姻状况对自评生活状况有显著正影响，这可能是由于老年夫妻的互相照顾改善了老年人的主观心理。居住在城市的老年人比居住在乡镇的老年人在主观健康的两方面都表现得更好。受教育情况对自评健康有正面影响。有目的性地经常参与锻炼对主观健康的两个方面都具有显著正面作用。患有慢性病个数显著负面影响主观健康水平。值得关注的是，喝酒对自评健康状况有显著正面影响，与我们的常识相悖。我们可借鉴王德文等(2004)的观点，对烟酒不耐受的个体可能无法存活到这一年龄阶段，还有可能是因为坚持吸烟、喝酒的老年人对自己的健康情况过于乐观，存在侥幸心理。

在经济状况变量中，自评家庭经济状况对包括主观健康水平和自评生活状况在内的主观健康均具有显著促进作用，生活来源的充足情况显著正面影响主观健康水平，显示更优越的经济条件能够使老人享受更充足的、更高质量的医疗服务。60岁之前的工作、拥有医疗保障与养老保障对主观健康的两个变量均无显著影响。老年人及时就医的便捷度显著正面影响了主观健康水平。

家庭关系方面，与家人的沟通、倾诉与寻求帮助对主观健康的影响不显著。

4．2．2 养老模式对客观健康的影响

表3中模型(三)与模型(四)展示了解释变量对老年人客观健康(ADL功能水平与认知能力水平)影响的回归结果。可以发现，与家人共同居住显著降低了ADL功能水平与认知能力水平，对老年人的客观健康有显著负面影响，养老院居住对老年人的客观健康也有负面影响，但不显著。其原因可能是由于老年人的养老模式选择对模型存在内生性，ADL能力及认知能力完好的老年人拥有独立生活的能力，客观健康失能严重的老年人只能求助于子女照护或居住在养老院，导致与家人共同居住及居住在养老院的老年人表现出的客观健康水平更低。

个人特征变量中，随着年龄的增长，ADL失能与认知能力退化情况共同加重。与女性相比，男性老人ADL失能更严重，而认知能力水平更高。与无配偶的老年人相比，与配偶共同居住的老年人在客观健康两个方面都表现出显著优势，说明婚姻对客观健康的影响是正面的，配偶间的相互照护能够从机体与智力两方面正面影响老年人的健康水平。城市老年人ADL功能水平显著落后于农村老年人，可能是由于农村老年人能更多地参与到农务劳动中，身体功能在一定程度上得到了锻炼。受教育能够显著地减少老年人ADL失能以及老年期认知功能的退化，证明了Geerings et al.(1997)受教育能够减少脑退化的观点。

表3 老年人健康影响因素的有序Probit模型回归结果(N=3721)

汉族老年人在ADL功能方面显著劣于少数民族老人，这可能是由于少数民族老人多生活在少数民族聚集区，参与的体力劳动较多，有利于生活自理能力的保持。吸烟和饮酒显著地表现出了对客观健康的正面作用，其原理可能与之前阐述的喝酒对主观健康的作用相同。平时参与锻炼的习惯显著增进了ADL功能水平与认知能力水平。罹患慢性病的数量显著增加了ADL失能与认知功能衰退的程度。

经济状况变量显示，经济水平的改善(生活来源够用、能够及时就医)均对客观健康表现出显著的正面作用。特别是生活来源的充足性从ADL功能与认知能力两方面正面影响老年人的客观健康。

家庭关系变量中，与家人的交流沟通负面影响ADL功能，原因可能是我国居家养老、由家人提供照护的老年人占大多数，ADL受限的老年人很难有机会接触到家人以外的其他人。遇到困难最先找家人寻求帮助显著提高老人认知能力水平。

表4 有序probit模型与OLS模型的对照(N=3721)

表5 其他解释变量与工具变量对内生解释变量的影响 (N=3721)

4.2.3 模型的稳健性检验

表4展示了使用有序Probit模型(模型一、二、三和四)与OLS模型(模型五、六、七和八)的回归结果对比，结果显示，民族、受教育情况对ADL功能水平的影响的显著性以及是否喝酒对认知能力影响的显著性消失，城乡情况、自评家庭经济状况、平时与谁聊天对认知能力影响的显著性以及有心事最先向谁说对自评健康水平影响的显著性增强，除此之外，OLS与有序Probit模型的回归结果均未在影响符号与显著性上出现矛盾结果，因此可以认为回归结果是稳健的。

4．3 内生性的消除

前文提到，老年人的养老模式与健康水平之间可能存在着互相影响的关系，在养老模式对老年健康造成影响的同时，老年健康也影响着老年人对养老模式的选择。主客观健康水平较高，生活能够自理且认知水平退化比较慢的老年人拥有独自生活的能力，而主客观健康水平低、失能情况严重的老年人只能够选择与家人共同居住或居住在养老机构中。为了解决模型中可能存在的内生性，本文在OLS模型的基础上，利用工具变量建立两阶段最小二乘法(2SLS)模型。选择的工具变量分别为老年人子女个数与省内的养老机构数量，工具变量的有效性在回归结果中进行检验。

4．3．1 其他解释变量与工具变量对内生解释变量的影响

表5展示了工具变量法下2SLS第一阶段的回归结果，即其他解释变量和工具变量对内生解释变量的影响。结果显示，在老年人的个人特征方面，女性老年人更多地与家人共同居住，这可能是由于女性老年人对家庭的依赖性更为严重；随着年龄的增长，老年人与家人共同居住或居住在养老院的可能性都更大；婚姻显著提高了老年人与家人共同居住的可能性，伴侣的陪伴降低了居住养老院的可能性；城市老年人比农村老年人更多地居住在养老机构中；受过教育的老年人更大可能地在养老院生活。经济类指标中，自评家庭经济情况更好的老年人居住在养老院的可能性更大；生活来源充足的老年人与家人居住的可能性更大，居住在养老院的可能性更小；医疗资源的可获得性正面影响与家人合住及居住在养老机构的可能性。家庭关系方面，除向家人诉说心事在正面影响居住在养老院的可能性外，家庭关系的和睦正面影响老年人与家人合住的可能性，负面影响老年人居住在养老院的可能性。工具变量中，子女个数在5%与10%的水平上分别显著对与家人居住和在养老机构居住产生负面影响，说明子女多的老人常选择独居，可能由子女轮流照护；省内养老机构的数目负面影响老年人与家人合住的可能性，显著提高老年人居住在养老院中的可能性，说明机构养老的可获得性影响着老年人养老模式的选择。

表6 2SLS回归结果与OLS回归结果的对比(N=3721)

4．3．2 OLS模型与2SLS模型的对比

对模型进行Hausman检验，结果显示除ADL功能水平模型外其他三个模型的Hausman检验值结果中自评健康与自评生活在1%的显著水平上显著、认知水平能力在5%的水平上显著，证明与工具变量2SLS模型相比，该三个模型中OLS模型存在严重内生性。

表6展示了利用工具变量建立2SLS模型的回归结果与原OLS模型回归结果的对比，其中模型(五)～模型(八)代表利用OLS模型研究的回归结果，模型(十)～模型(十三)代表利用“子女中个数”及“省内养老机构数量”作为工具变量建立2SLS模型消除养老模式选择存在的内生性后得到的结果，整体回归结果显著性提升。

在主观健康方面，与原模型相比，在消除内生性后，与家人共同居住显著地降低了老年人的自评健康水平和自评生活状况，考虑到中国家庭多代合住的传统分工，原因可能在于与家人合住的老年人承担更多的家庭责任与家务劳动，因此造成主观健康水平的下降。居住在养老院的养老模式对老年人的主观健康的影响在消除内生性的基础上由负面转成正面，但不显著。个人特征变量中，在控制了内生性后，婚姻对老年主观健康的正面影响显著性提高，与配偶共同生活的老年人主观健康水平更高；相比于女性，男性老人的自评生活状况显著更低；相比农村老人，城市老人不再显著具有更高的主观健康水平；受教育不再对自评健康水平具有显著正面影响；经常锻炼和喝酒仍然显著促进自评健康水平的提高，而经常锻炼对自评生活状况的显著性正面影响消失；自评健康水平仍然随慢病数量的上升而显著下降。经济状况变量中，控制养老模式存在的内生性后，生活来源充足和能及时就医依然显著促进自评健康水平的提高，而自评家庭经济状况对主观健康水平的显著性正面影响消失。家庭关系变量中，控制养老模式存在的内生性后，平时与家人沟通聊天以及有困难最先找家人帮助均对老年人主观健康水平产生显著的正面作用，其他家庭关系变量对老年人主观健康的影响没有发生变化。

客观健康方面，在消除内生性后，与家人共同居住以及居住在养老院对老年人ADL功能水平的影响由为负面转变为正面，对认知能力依然保持负面影响。个人特征变量中，性别和婚姻在控制内生性后对ADL功能的显著影响消失，对认知能力的促进作用依旧显著；年龄仍然显著降低客观健康水平；汉族老人的认知能力显著降低；城市老人以及慢病数量仍然显著降低了ADL能力，但对认知能力负面影响的显著性均消失；受教育、吸烟、喝酒及锻炼对客观健康的影响并未在控制养老模式内生性后发生改变。经济状况变量中，其他变量影响不变，但自评家庭经济情况对认知能力的影响的显著性消失。家庭关系变量中，消除内生性后，平时与家人聊天以及有问题先找家人解决对认知能力的影响的显著性消失。

4.3.3 工具变量与稳健性检验

首先，对工具变量的有效性进行检验，本文中工具变量个数与内生变量个数相当，不存在过度识别问题，故而只需对工具变量进行弱工具变量检验。两个工具变量的弱工具变量检验F值分别为14.06和2.93，证明可能存在弱工具变量问题(3)经验上认为F值大于10则不存在弱工具变量问题。，因此，采用对弱工具变量不敏感的“有限信息最大似然估计法(LIML)”既可以解决弱工具变量的问题又可以对模型做稳健性检验。表7所示为2SLS回归结果与LIML回归结果的对比，其中模型(十四)～模型(十七)为LIML回归结果，结果显示LIML的系数估计值与2SLS非常接近，表明模型回归结果稳健。

表7 2SLS回归结果与LIML回归结果的对比(N=3721)

5 结论与政策建议

5．1 研究结论

第一，目前我国绝大部分老年人的养老模式是与家人共同居住，在不对内生性进行控制的情况下，和家人共同居住与老年人的生活自理能力及认知水平显著负相关。在加入工具变量控制模型内生性后，本文发现，与家人共同居住对老年人的生活自理能力的显著负面影响消失，并转变为正面影响，说明老年人与家人共同居住存在内生性选择，即客观健康状况较差的老人更愿意做此选择；同时，与家人共同居住对老年人自评健康水平、自评生活状况、认知水平均产生负面作用，原因一方面可能在于与家人合住的老年人承担更多的家庭责任与家务劳动，另一方面也可能在于与家人合住会因生活中的摩擦而产生一定的矛盾，因此造成主观健康水平的下降。总之，相比于独居，老人在生活自理能力欠缺的情况下，倾向于选择与家人合住，家人的照护有利于老人日常行为自理能力的恢复，但不利于老人的主观健康和认知水平。

第二，与独居相比，在养老院居住对老年人的主观健康及生活自理能力均有负面影响，其中对自评生活状况的负面影响具有显著性。但以上影响在控制内生性后均转变为正面，虽不显著。控制内生性后产生的不同影响说明老年人在养老院居住存在内生性选择，即自评生活状况较差的老人更愿意做此选择。总之，相比于独居，老人在主观健康及生活自理能力较差的情况下，倾向于选择养老院居住，养老院的照护对于老年人的主客观健康并无显著影响。

第三，在其他解释变量中，伴侣的陪伴能够显著提高老年人的主观健康并显著减缓老年人认知能力的退化；受教育能够显著地减缓老年人认知能力的退化程度；参与日常锻炼能够提高老年人主客观两方面的健康水平；慢性病数量增多降低了老年人的主客观健康水平；年龄越高客观健康水平越低；城市老人的生活自理能力更差。经济条件越好，老年人的主客观健康随之改善。家庭关系的改善，特别是与家人的沟通能够提高老年人的主观健康程度。

5．2 政策建议

老年阶段作为生命的最后一段，在每个人的生命旅途中扮演着难以忽视的角色。在人口老龄化的时代背景下，老年健康影响着社会的安定与广大人民的幸福。然而随着生育率下降、家庭规模的缩减以及青壮龄人口的不断迁移，传统的多代同堂养老格局越来越难以保证，独居养老、机构养老以及其他养老模式越来越多地走进我们的视野。基于本文的研究可以发现，不同的养老模式对老年人的主客观健康水平影响不同，同时,养老模式的选择也受到其自身健康状况的影响。以上研究经验发现可以为政府改善日益增加的老龄人群的福利提供合理的政策依据。

为了推动老年人健康水平的提升，政府可以采取以下措施：第一，鉴于老年人生活自理能力的缺失使老年人不得以选择与家人共同居住或养老院居住，可以借鉴在发达国家和国内一些地区正在试点开展的社区养老模式，由社区承担部分照护责任，使老年人能够在不离开熟悉的居住环境且不必过度依赖家人的情况下仍能获得一定的照护服务；第二，关注老年人客观健康的同时，也应重视老年人的主观健康水平，为他们提供多种形式的养老服务以提升其幸福度；第三，鉴于健康的生活习惯能够促进老年人的主客观健康水平，政府可以通过宣传等手段倡导老年人选择更健康的养老方式，特别是积极参与体育锻炼，从自身做起主动提高健康水平；第四，从长期来看，政府需要逐步推动建立健全城乡社会保障体系，完善各类针对老年人的照护、医疗及养老保障，提高老年人的经济水平,从根本上使老年人度过更加安心幸福的晚年。