养老归宿对当代老年人满足感的影响*——基于CHARLS数据的实证研究

暨南大学 漆也畅，蔡渝

一、引言

《礼记》有言：“孝有三:大孝尊亲,其次弗辱,其下能养。”仅仅是经济上赡养父母远不能满足老年人的养老需求，子女还应关注老人的精神需求。2013年正式实施的《中华人民共和国老年人权益保护法》也明确将“常回家看看”写入法律条文。该法第十八条规定：家庭成员应当关心老年人的精神需求，不得忽视、冷落老年人。代际同住，作为中国最传统常见的居住形式，理论上来说能有效地保证老年人与子女的互动和交流，填补老人内心的空缺。然而，代际同住是否真正达到了提升老年人的生活满足感的效果。本文将基于最新微观调研数据对这个问题展开研究。

在微观层次上的理性选择和社会交换理论中，家庭成员被视作社会行动者，包括居住安排在内的有关家庭的社会现象的形成和运作机制都是基于有理性判断能力的家庭成员。（陈皆明、陈奇，2016）代际同住与否不是子辈或父辈单方面选择的问题，而是家庭成员经过权衡利弊之后的理性抉择。在宏观结构层次上，许多研究将影响老年人口居住安排的主要影响因素归纳为人口条件、经济状况、社会风气三个方面。（Kobrin，1981）但现有文献中鲜有兼具微观与宏观的视角，合力探究子女同住给老年人带来的效用的讨论。

生活满意度是主观幸福感(Subjective Well-Being 简称 SWB) 的关键指标。其作为认知因素,是更有效的肯定性衡量标准，是独立于积极情感和消极情感的关键因素，也是相关研究的热点。（吴明霞，2000）

综上所述，本文相较以往的研究有如下几点边际贡献：（1）本文利用最新微观数据库探究了当代老年人生活满足感和子女同住的关系（2）本文探究了子女同住对老年人生活满足感影响与相关因果作用机理,为探寻养老服务业改革及相关政策措施提供了实证依据。（3）文章考察了按不同区域为特征划分的子样本的异质性，进一步丰富和完善了研究的内容。

基于上述讨论和文献梳理，本文提出如下假说。

假说1：子女同住能够显著提升老年人生活满足感。

假说2：子女同住对老年人生活满足感的边际提升效应呈现递减趋势。

假说3：子女同住对不同子群体的生活满足感提升程度存在组间差异。在其他条件一定的情况下，居住于乡镇区域的老年人与子女同住带来的生活满足感的提升要高于居住于城市区域的老年人与子女同住带来的生活满足感的提升。

二、数据与相关变量描述

本文主要采用的是北京大学国家发展研究院中国经济研究中心“中国健康与养老追踪调查（CHARLS）”2018年调查数据。该调查为多阶段随机分层抽样样本，问卷内容涉及个人基本信息、家庭结构、经济支持、健康状况、居住类型、医疗保险、生活满意度等多个方面。该调查覆盖了全国28个省区、150个县（区）级单位、150个村（居委会），共调查包括11635个家庭户的19816人。根据文章研究问题从“CHARLS 2018”年追访调查数据中，选取60岁及以上老年人口样本共11054个。由于部分样本变量缺失，最终分析数据包含6149个样本。在保留的 6149个样本中，为区分不同群体的生活满足感与子女满足感差异，同时也为下文的异质性分析做铺垫，本文按照区域范畴对样本进行了划分。处于主城区的样本量为926个；处于城乡结合区的样本量为219个；处于镇中心区的样本量为773个；处于镇乡结合区的样本量为516个；处于乡中心区的样本量为221个；处于村庄的样本量为3494个。

在因变量的选择上，文章采取调查问卷中生活满意度作为衡量老人生活幸福感的评价指标；以子女关系满意度作为衡量老人与子女关系满意度的评价指标。这两个指标包含了多种特征在内的综合性自身感官的主观评定。由于该变量属于离散型次序变量，不适用简单的线性回归模型。

核心解释变量“子女同住”的口径设置考虑到多子女家庭的特征，将只要与任意子女同住即视作“子女同住”。并且考虑到子女陪伴的范围性，本文还将相邻居住也纳入“子女同住”的范畴。

除此之外，本文还结合了人口经济学和社会学的相关文献，将以下控制变量纳入模型，以克服遗漏变量导致的估计偏误，这里包括：性别、年龄、婚姻状况、教育水平、健康状况等几类常用的人口统计学指标。另外，由于60岁以上老年人家庭构成往往是多子女家庭，在老年人养老期间提供主要经济资助的子女不一定就是代际同住的子女，所以本文将子女总经济资助纳入控制变量中。

表1给出了相关变量的具体描述。表2给出了不同区域范畴群体的描述性统计指标。由表2可见，处于不同区域范畴的老年群体存在一定程度的差异。从子女同住的分布情况看，城乡结合区的平均代际同住水平要高于其他区域范畴群体，并且远远高于村庄地区的代际同住水平。此处比较符合我国的实际情况。此外，从教育程度和子女经济支持角度看，主城区老年群体的平均教育水平遥遥领先，远高于其他区域范畴的平均教育水平。从自评健康角度看，居住于城市区域内的老年人平均自评健康水平要低于居住于乡镇区域内的老年人平均自评健康水平。这可能是由于乡镇区域的老年人们生活中存在许多需要自己劳作的内容，他们在日常生活中得到了较好的锻炼，身体较为硬朗。

表1 相关变量描述

表2 不同地域范畴群体的变量描述性统计

三、实证分析

（一）基准模型

为分析代际同住对老年人生活满意度的影响，本文首先进行了基准有序模型估计，模型设定如下:

其中Yi为解释变量，由5个等级划分的生活满意度。Icoresiding为关键解释变量。为前文所述的控制变量。为独立同分布的扰动项。为确保结论的稳健性，本文假设该模型分别服从正态分布和逻辑分布，即分别采用ordered-logit 与ordered-probit 两种模型进行估计。

表3报告了模型（1）的估计结果。我们可以看出,代际同住对老年人生活满意度产生显著的提升作用，且两种估计模型均在5%水平上浮。在其他解释变量中，年龄对生活满意度的评价具有显著的正影响。在这里给出的解释是年龄越高的老人，生活中所面对的繁琐事项减少，只需安享晚年，因此对生活满意度的评价较高。此外，处于婚姻状态的老年人的生活满意度评价也要高于未处于婚姻状态的老年人，这说明婚姻亦能够提升自我认同满意程度。子女的经济支持也对老年人生活满意度起到了积极的作用，这可能是因为子女经济赡养能够提高老年人的生活水平，从而提高老年人的生活满意度评价。

表3 基准有序模型系数估计结果

基于表3，本文进一步考察了代际同住对老年人生活满意度的边际影响即在其他控制变量处于均值水平时代际同住导致老年人生活满意度等级被选择概率的增减变化具体结果见表4。

表4 代际同住对老年人生活满意度的边际效应

表4说明,在生活满意度取值不同的情况下与子女同住的边际效应也呈现出一定程度的差异。以ordered-probit模型为例,当生活满意度取值较低时(等级1-2),子女同住能够降低老年人选择生活满意度较高的选项概率，范围约在0.006-0.018区间内。同样，与子女同住也提高了该群体选择生活满意度较高选项(等级3-5）的可能区间为0.05-0.012)内。此外，通过表4我们可以看出，该边际效应的整体近似呈倒“U”字型分布，即生活满意度的选项概率随着选项等级的增加先上升后下降，且正向边际效应递减。Orderedlogit模型的结果同ordered-probit模型类似,此处不做赘述。

（二）异质性分析

鉴于前文的描述性统计结果，我们认为社会地位认同感的评价存在明显的区域差异。为了检验性别因素导致的异质性效应，我们将样本按不同行政层级地区进行分类，并进行ordered-logit回归。表5展示了关键变量的回归结果。

表5 代际同住对老年人生活满意度的边际效应

我们可以看出，与子女同住对农村老年群体的生活满足感评价较高且显著，这与之前的假设和经济学研究结论一致。这很可能是因为农村老年人“养儿防老”的观念较为根深蒂固，因此农村老年人对子女的依赖程度较高，从而使得子女同住带来的生活满意感更高。

四、结论

本文实证检验了老年群体与子女同住对其生活满意感的影响。结果表明子女同住能够显著提升老年人的生活满意感。另一方面，文章又讨论了由地区行政层级差异导致的异质性。文章总结如下。首先，子女同住能够显著提升老年人生活满足感。并且子女同住对老年人生活满足感的边际提升效应呈现递减趋势。此外，子女同住对不同子群体的生活满足感提升程度存在组间差异。在其他条件一定的情况下，居住于行政层级低区的老年人与子女同住带来的生活满足感的提升要高于居住于行政层级高区域的老年人与子女同住带来的生活满足感的提升。