社会经济地位、代际支持行为与老年健康贫困——基于五地2113名城市独居老人的实证分析

尹星星，周榕

(华东师范大学 社会发展学院，上海 200241)

1 研究背景

健康作为老龄化社会发展的重要衡量指标，有着深刻的内在价值。这是因为老年健康问题不仅关系到老年人口个体的生活质量，更与社会活力与照料负担息息相关。但是，群体间乃至群体内部的健康差异是客观存在的问题。相对于其他老年群体而言，城市化发展、住房格局变化，伴随着人口流动速度加快、空间扩展，老年居住模式已悄然发生变化。主要表现为老年人与成年子女同住比例大幅下降，空巢或独居养老的比例快速上升。受特殊居住形态限制，他们在遭受健康危险时会面临更多社会风险。在此背景下，对独居老人健康问题的识别与预警具有重要的现实意义。

WTO强调社会分层所产生的社会经济地位不平等是健康贫困的原因所在，若健康不平等持续拉大，将有损整体社会福利(焦开山，2014)。那么，社会经济地位与老年健康贫困存在怎么样的关系？现有研究并未达成共识。部分研究认为，经济地位造成的健康差异在整个生命历程不断积累，健康贫困在老年阶段进一步强化(Dupre，2008)。另有一些研究提出了“收敛假定”理论，认为社会经济地位造成的心理社会风险因素差距在老年期有所缩小(Houseet al.，1994)，生物因素对健康的影响超过了社会经济因素(Mirowsky and Ross，2005)。

此外，当前社会经济地位对健康的影响机制研究，主要集中在基于工作环境(Evans and Kantrowitz，2002)、生活环境(刘丽杭，唐景霞，2004)、医疗资源可及性(Victora et al.，2000)与生活方式(王甫勤，2012)等因素的考量，认为社会经济地位是通过帮助个体获得这些健康优势，而拉大群体间健康梯度。但在家庭养老传统浓厚的中国，从代际支持行为分析老年期经济差异对健康的影响具有独特的意义与价值。现代化发展使代际间资源交换趋于互惠与公平，子代对于老年父母的赡养走向“理性化”(安瑞霞，2019)。人口流动交织着家庭变迁改变了独居老人代际间资源的占有与分配格局。独居父母不同的经济地位对子女的赡养行为是否造成差异，多大程度上对其免于陷入健康贫困发挥了作用？在中国传统养老文化背景下，老年健康问题需要从父代社会结构因素对子代支持行为的形塑展开进一步讨论。

基于此，本文拟在以下几个方面有所推进：第一，现有研究多基于全年龄段人群，本文选择独居老人这一特殊老年群体为研究对象，补充现有文献对特殊群体健康问题的关注不足。第二，与既有研究多集中于单一健康分析指标不同，本文引入“多维健康贫困”这一国际公共健康政策研究的重要概念，刻画独居老人在生理、心理等维度陷入病残的程度及其群体内部的异质性。第三，区别于工作生活环境等笼统性中介变量，本文通过引入“代际支持行为”变量，探究在传统养老文化语境下，代际支持行为差异能否成为社会经济地位影响其老年父母健康贫困的解释机制。着重讨论新时期家庭代际支持是如何形塑独居老人的健康贫困，进而为社会经济地位影响老年期健康水平提供新的解释逻辑，以期对当前社会日益加剧的养老问题寻找出路。

2 文献综述与研究假设

健康分层是普遍存在的社会现象，社会经济地位的高低对健康分层影响显著。个体所处社会结构中的位置决定了其健康状态，社会经济地位低下造成了其较差的健康水平(Dahl，1996)。Moen(1999)研究发现，教育带来的工作机会、收入水平能够提升个体健康投入的预算。经济水平对于健康的影响在于低收入者更易形成不利健康的行为习惯(Mheen et al.，1999)，而职业所反映的个体社会地位、体力活动情况也会对健康风险产生影响(王甫勤，2012)。随着研究的深入，社会经济地位对健康的影响逐渐从生理因素扩展到心理因素。Marmot(2002)研究表明低收入群体更因易面临生活负性事件与慢性压力而有损健康。因此，本文提出研究假设1：

H1：在其他条件不变的情况下，社会经济地位(教育、收入、职业)越高的城市独居老人健康贫困(生理、心理)发生的可能性越低。

此外，性别对于健康有着独特的影响。而这种影响可能存在于生命历程早期社会分层所导致的结果。性别歧视观念会导致女童的营养摄入与看护受到影响，使其健康状况处于明显劣势(Deaton，2008)。早期受教育水平偏低，中年期因操持家务、家庭照顾等造成工作参与率较低或参与时长较短，即使是职场女性的薪资也较同等条件下男性低(郑莉，曾旭晖，2016)。女性在整个生命历程中多处于社会分层的劣势地位。这些因素构成了女性的生活机会，从而形成了不同的行为倾向，这些劣势较大程度地限制了女性群体对健康资源的可及，对其健康水平产生了直接的影响。Verbrugge等(1987)将女性患病比作庞大而看不见的“水下冰山”，这也是虽然女性预期寿命长于男性，但健康状况却较男性差的“性别悖论”的原因所在。Crimmins等(2002)又进一步证实了女性健康寿命较男性短，且老年期身体失能时间也更长。基于此，本文提出以下研究假设：

H2：女性独居老人无论在健康贫困发生率还是发生深度上都高于男性。

图1 社会经济地位对独居老人多维健康影响的理论假设

那么，社会经济地位是如何影响老年个体健康水平的？孙鹃娟(2017)认为互惠关系也存在于家庭内部，代际支持是持久的资源双向交换，而非由子代向父代的单向流动。在家庭内部，老年人与其子女间在经济赡养、生活照顾和精神慰藉等方面存在广泛的资源交换行为，从而形成一种投资与回报的代际交换因果关系(陈皆明，1998)。家庭权利分配向平等与民主转变，使得代际关系愈发基于自身理性考量，传统反馈式、伦理导向的养老基础可能正悄然发生变化。在“互惠型”代际关系中，老年父母会在婚嫁、住房等重大开支上对子女提供一定的支持与帮助(王萍，李树茁，2011)，而这种帮助可能会影响子女的赡养行为。Chiappori等(2009)研究也证实，在父辈权威下降的现代家庭，老年父母照料获取由其社会经济地位决定的议价能力所决定。父代可以通过物质财富或经济社会资源来换取子女更多照料支持(狄金华，郑丹丹，2016)，子代为老年父母提供健康支持包含了一些换取父母经济物质回馈的意图(Cox and Jakubson，2005)。而父母的健康状况与子女的代际支持的均衡性与强度存在显著相关性(黄庆波等，2017)。对此，本文提出研究假设3：

H3：社会经济地位依靠子女代际支持行为起作用，获得子女代际支持的独居老人陷入健康贫困的可能性减少。

3 数据来源、变量与方法

3.1 数据来源

本文使用数据来源于国家社科基金重大项目“未来十年我国城市老年人口居家养老保障体系研究”课题组2013年11月至2015年5月在上海、广州、成都、呼和浩特和大连5个城市开展的“中国大城市城区70岁及以上独居老人状况和需求调查”。此次调查采取四阶段随机抽样方法，在选定的5个城市中以行政区—街道—居委—门户分层形式抽取五地21个区，共54个街道(镇)，年满70岁及以上并居住在本地区的独居老人(以夜晚睡觉一个老年人为准)作为调查对象。调查内容囊括了独居老人的基本信息、子女情况、职业收入、健康、生活照顾、居住、文化精神活动、社会支持和参与等。在回收全部调查问卷并录入数据的基础上，进行了数据整合、数据核查、问卷比对、补调查、数据复查等数据清理工作，本文根据研究需要，在剔除分析所需题项的缺失值后，获取有效分析样本共计2113个。

3.2 变量释义

3.2.1 因变量及其测量

指标选取不同，社会经济地位同健康贫困的关系可能存在差异。这是由于各指标在内涵与测量特性受社会影响程度的差异性所决定的(Huurre et al.，2005)。既往研究多采用单一指标进行健康测量，忽略了健康的整体性与多维性。基于以上考虑，为避免单项指标运用而造成的测量结果误差，本文借鉴国际健康综合测评工具SF-36与李华等(2013)、Gu等(2009)学者提出的居民健康指数构建思路，糅合了主客观两种指标，选择生理健康、自理能力、精神健康等3个维度6项指标，构建独居老人多维健康贫困评价指标(见表1)。本文借鉴国内外大部分研究普遍的做法，对每个维度赋予等权重(Alkire and Foster，2011；高艳云，2012；王春超，叶琴，2014；郭熙保，周强，2016)，各维度下的指标也平均分配权重；相关研究使用人工神经网络(ANN)、主成分分析法等方法计算指标权重与等权重的结果进行稳健性检验，发现结果差异不大(杨晶，2014；徐文奇等，2017；谢家智，车四方，2017)，验证了等权重方法的可靠性。

表1 独居老人多维健康贫困评价维度、指标、权重及临界值

3.2.2 解释变量及其测量

本研究的自变量为社会经济地位。社会经济地位是一个多维概念，现有研究多基于经济状况、教育程度、职业三个维度进行考察( Blalock et al.，1967；陈皆明，陈奇，2016；刘二鹏，张奇林，2018；安瑞霞，2019)。结合问卷数据，本研究将独居老人的社会经济地位从以下三个方面衡量：(1)受教育程度：①不识字或识字很少②小学③初中④高中/中职及以上，赋值为1～4。(2)本研究将职业类型定义为独居老人在退休前从事的有收入的职业：①农林牧渔水利生产人员、生产运输设备操作人员、其他从业人员②商业服务业人员、办事人员和有关人员③国家机关企事业单位负责人、各类专业技术人员、军人，赋值为1～3。(3)经济状况界定为收入水平：①2000元以下②2000-2999元③3000元及以上，赋值为1～3。本研究将这些具体指标赋值相加，转化为社会经济地位指数(ses)，取值越大，表明个体社会经济地位越高。

除此之外，老年期作为生命历程的最后阶段，前期积累的先赋或后赋因素都会影响老年阶段的健康状况。本文根据王甫勤(2012)、焦开山(2014)、胡薇(2009)的相关研究，我们选择了性别(男=1，女=0)、年龄(主要由被调查者自行填写)、户籍(非农业户口=1，农业户口=0)、迁移(迁移=1，未迁移=0)、婚姻状况(有配偶=1，无配偶=0)等控制变量。其中，年龄为连续变量，其他为分类变量。是否发生迁移通过询问独居老人现住地与出生地是否一致来判断，出生地和现住地一致，独居老人没有发生迁移，不一致则认为独居老人进行了迁移；婚姻状况，由调查问卷的四个选项重新归为两组，有配偶为一组，从未结婚、离婚和丧偶的独居老人归入无配偶组。

表2 变量的设置、定义与测量

3.2.3 中介变量及其测量

随着赡养理性化的转变，社会交换理论逐渐被运用于家庭代际支持相关研究中，老年父母的经济地位与成年子女的代际支持行为逐渐成为研究焦点。拥有较高社会经济地位的老人因其所拥有的社会资源与较强能力，在交换中的弱势地位更小，与子女进行均衡交换的能力也更强，代际支持不均衡性的可能性减小，从而更易获得赡养。而通过子女的经济支持、生活照料与情感支持，独居老人可能在物质基础、克服一些困难(如疾病、亲人过世)等方面获得支持，促进其身心健康。根据宋璐等(2006)、王萍等(2011)研究，本文将子女对老年父母的赡养与支持划分为经济支持、生活照料与情感支持三个维度。经济支持通过独居老人对问卷问题“子女的收入状况”的回答进行赋值“无收入=1，很低=2，较低=3，中等=4，较高=5，很高=6”。生活照料变量选择“子女最近3个月内平均看望次数”衡量，以“从来没有=1，每两个月及以上1次=2，每月1-3次=3，每周1-3次=4，几乎每天=5”赋值。而精神支持选取问卷“代际联系频率”作为主要变量，选项分别为“几乎没联系(一年不到一次)、每月不到1次(每两个月以上联系1次)、每月至少一次(1-3次/每月)、每周至少一次(1-4次/每周)、几乎每天(5-7次/每周)”，分别赋值1～5。

3.3 研究方法

3.3.1 多维健康贫困指数的测量

表示健康贫困深度的平均剥夺份额(A)，即所有多维健康贫困个体平均被剥夺的维度数占总维度数的比重：

多维健康贫困指数M=H*A，进一步可以表示为：

如果需要进一步了解在不同维度、地区、年龄、性别等方面的健康剥夺情况，可以对多维健康贫困指数进行维度分解和子群分解，并测算各组元素对多维健康贫困的贡献率。第j个维度下的健康贫困指数可表示为：

3.3.2 OLS回归和Logit回归

本文以独居老人多维健康贫困指数为因变量，构建如下OLS模型：

healthi=β0+β1sesi+γZi+ε

其中，health为独居老人多维贫困指数，ses代表独居老人社会经济地位，Z代表控制变量，ε为随机干扰项。为了进一步验证独居老人社会经济地位对多维健康贫困的影响，采用二分类Logit模型进行检验。白晨、顾昕(2019)发现我国老年人长期多维健康贫困主要发生在20%≤k<60%区间，以k=40%为基准构建长期多维健康贫困指数。本文参照此做法以k=0.4为多维健康贫困临界值，处于多维健康贫困状态赋值为1，反之赋值为0。

3.3.3 Baron和Kenny的中介效应检验方法

为进一步检验代际支持在独居老人社会经济地位与多维健康贫困之间的中介作用，本文借鉴Baron和Kenny中介效应检验方法，采用以下步骤进行：(1)将社会经济地位和控制变量代入方程进行回归，检验社会经济地位对独居老人多维健康贫困的影响，这一步在回归模型中验证；(2)检验独居老人社会经济地位对子女支持行为的影响。如果系数显著为正，说明社会经济地位越高的独居老人子女代际支持越强；(3)在(1)的基础上加入中介变量代际支持行为，如果中介变量影响显著，同时社会经济地位的系数相对于(1)中的系数变小且显著度下降，说明代际支持行为具有部分或完全中介效应。

基于以上分析，我们设定检验模型如下：

第一步，检验社会经济地位是否影响独居老人的多维健康贫困：

healthi=β0+β1sesi+γXi+ε

第二步，检验独居老人社会经济地位是否影响子女的代际支持行为：

supi=β2+β3sesi+γXi+ε

第三步，将独居老人社会经济地位和子女代际支持行为变量同时放入模型：

healthi=β4+β5sesi+β6supi+γXi+ε

其中，health为多维健康贫困，ses为社会经济地位，sup为子女代际支持行为，包含经济支持、生活照料、精神支持三个方面，X为控制变量，ε为随机干扰项。

表3 城市独居老人多维健康贫困测度结果

4 实证结果

4.1 独居老人多维健康贫困的测度

通过城市独居老人多维健康贫困测度结果(表3)我们发现，随着多维健康贫困临界值k增加，健康贫困识别门槛上升，识别出的独居老人在更多的维度遭受剥夺，健康贫困强度增加。当k=0.4时，有一半以上独居老人(59.3%)陷入多维健康贫困，贫困强度为0.5，即处于多维贫困的独居老人平均在3个指标上存在健康贫困问题，贫困指数为0.296；当k增加至0.8时，仍有4.5%的独居老人在更多健康维度上陷入相对剥夺的状态，贫困强度和贫困指数分别为0.881和0.040；当k=1时，仍有1.3%的独居老人在所有指标上均处于多维健康贫困状况。由此可见，独居老人的多维健康贫困无论是在贫困发生率还是深度上剥夺现象严重。

从性别差异来看，女性独居老人多维健康贫困状况较男性更为严重。除在全维度(k=1)时，男性的多维贫困发生率(1.6%)高于女性(1.1%)，在其他k值下，无论是多维健康贫困发生率还是多维健康贫困指数女性均高于男性。以k=0.4为例，男性独居老人多维健康贫困发生率为52.1%，比女性独居老人低10.1个百分点；男性多维健康贫困指数为0.256，比女性低0.057。进一步来看健康贫困深度(A)，在k值较低时，男性多维健康贫困深度低于女性，随着k值升高，发生了逆转，男性健康贫困深度高于女性。不同性别独居老人对多维贫困贡献率基本稳定，男性基本维持在30%以下，女性稳定在70%。由此可见，女性独居老人在健康方面较男性处于劣势，其可能原因在于生命历程中存在的积累效应，生育与抚养子女压力(宋月萍，宋正亮，2016)、公共养老保障资源(裴晓梅，2006)，乃至显性和潜在的文化、结构及其制度机制(杨菊华，2010)都会造成两性的健康不平等。

4.2 社会经济地位对独居老人多维健康贫困的影响

根据研究假设，表4给出了社会经济地位对多维健康贫困影响的估计结果，前3个模型是以多维健康贫困指数为连续变量进行OLS回归估计，后3个模型以k=0.4为健康贫困临界值判断独居老人是否处于健康贫困状况，“是”赋值为1，反之赋值为0。总体结果显示，独居老人社会经济地位增加会降低其多维健康贫困指数与陷入多维健康贫困的概率。第(1)～(3)列以多维健康贫困指数作为因变量，分别报告了全样本、男性、女性回归结果。全样本结果显示，社会经济地位在1%水平下显著影响独居老人多维健康贫困指数，独居老人个人社会经济地位每增加一分，其多维健康贫困指数下降0.01。由此可见，社会经济地位对于独居老人的健康状况有着正向的影响，即处于较高社会经济地位的老人，其健康程度要优于地位较低的群体。其可能的原因在于处于较高社会经济地位的独居老人具有良好的物质生活条件，诸如社会保障、服务消费能力、住房条件、医疗保健资源等，因而其健康所受损害的风险更小。

分性别影响依旧显著，社会经济地位在10%水平下显著降低男性独居老人多维健康贫困指数，在5%水平下显著降低女性独居老人多维健康贫困指数，影响系数与全样本基本一致。第(4)～(6)列以是否陷入多维健康贫困状态作为因变量，分别报告了全样本、男性、女性回归结果。Logit回归结果验证了社会经济地位对独居老人多维健康贫困的影响。全样本结果显示，社会经济地位在1%水平下显著降低独居老人陷入多维健康贫困的概率。分性别检验具有稳健性，但影响系数略有差异。

控制变量主要结果为：(1)随着年龄的增长，独居老人健康贫困指数有所增加，陷入健康贫困的概率升高。这是由于同其他老年群体一样，健康所受病理性或器质性因素影响随年龄增长逐渐恶化是不可逆的。因此，随着年龄升高，独居老人的健康状况日趋下降。(2)迁移变量影响显著，有迁移经历的独居老人比没有迁移的独居老人健康状况更差，更易陷入到健康贫困之中。产生这种结果的可能原因在于，迁移造成独居老人健康层面的差异体现了当前基本公共健康服务的身份不平等。“本地”与“外地”的身份区隔造成的公共健康福利待遇的不同，让独居老人在迁入地无法与当地老人一样享有平等的公共健康服务。(3)婚姻状态对女性独居老人有显著影响，无配偶(离异、丧偶等)的女性独居老人比有配偶的更易陷入多维健康贫困之中。由于生理特征不同，与男性相比，女性情感更加细腻、感性，有配偶会对健康产生积极的影响。Hughes等(2002)研究提出“配偶是晚年赡养的最大保障”，已婚老年女性比单身女性的健康状况更好。本研究也证实婚姻对于女性独居老人健康的保护作用。

表4 社会经济地位对独居老人多维健康贫困的影响

表5 代际支持行为的中介效应检验

4.3 代际支持行为的中介效应分析

本文进一步检验代际支持在独居老人社会经济地位与多维健康贫困之间的中介作用，分析结果显示(表5)，子女的经济支持和精神支持在独居老人社会经济地位与健康贫困的影响中起到了显著的中介作用。第(1)列为独居老人社会经济地位对健康贫困指数的影响，在前面的分析中已证明，独居老人社会经济地位越高，健康贫困指数越低。第(2)～(3)列以经济支持为中介变量的估计结果，独居老人社会经济地位对子女的经济支持有显著正向影响，系数为0.080，社会经济地位越高的独居老人，经济支持行为越积极；将社会经济地位和代际经济支持状况共同代入模型中发现，社会经济地位对健康贫困指数的影响显著度下降，系数也下降至0.007，代际经济支持行为通过中介效应检验。虽然自身经济地位较高，但子女的经济支持依旧能提高独居老人的健康水平。究其原因，有研究认为中国传统的“面子文化”在养老领域依旧适用，经济赡养彰显了子女对老年人的回报与孝顺，老年人因而更有面子(刘西国，2015)，从而易于获得较高的健康水平。

第(4)～(5)列以生活照料为中介变量的估计结果，独居老人社会经济地位对子女的照料支持影响不显著，但将独居老人社会经济地位和生活照料共同代入模型，子女照料行为对独居老人健康贫困有显著影响，且社会经济地位的系数变大。子女照料行为越积极，独居老人健康贫困指数越低，但独居老人的社会经济地位与其子女的照料行为之间并不存在统计学上的相关关系。由此可能的原因在于，生活照料依旧是家庭养老的刚性义务，子女的代际照料行为并不随着老年父母的社会经济地位变化而有所差异。在养老照料领域，家庭都显现出经历史“自然选择”下强大的生命力。一方面，中国老人大多支持子女事业，对日常照料的要求并不苛刻。另一方面，不愿拖累子女、自我牺牲的养老伦理观也是原因所在。独居老人在生活上尽量自我解决照护问题，减少子女因照料可能造成的就业损失。这种努力源于他们根深蒂固的“家本位”观念的现代延续，对整个网络家庭的认同与对子代小家庭的体恤，让他们在自我照料责任上付出更多。

第(6)～(7)列以精神慰藉为中介变量的估计结果，独居老人社会经济地位对代际精神赡养有显著正向影响，系数为0.036，社会经济地位越高的独居老人，子女精神慰藉越积极；将社会经济地位和精神慰藉变量共同代入模型中，社会经济地位对健康贫困指数的影响显著度下降，且系数由0.010下降至0.006，精神慰藉行为通过中介效用检验。说明代际情感支持有助于独居老人身体机能的维持与恢复。其原因可能在于：一方面，代际交流频率高有利于提高独居老人自身存在感，可以减轻因独居造成的精神压力。另一方面，子女对独居父母的精神慰藉可以降低其老年期负面事件(如患病、亲人去世等)影响的概率，对其健康产生积极效应。

表6 代际支持行为的中介效应检验(男性)

进一步来看，代际支持行为对不同性别独居老人的中介效应。对男性而言，子女的经济支持在社会经济地位对健康贫困的影响中起到了显著的中介作用，结果如表6所示。第(2)～(3)列以经济支持为中介变量的估计结果，男性独居老人社会经济地位对子女经济支持行为有显著正向影响，系数为0.077。将社会经济地位和子女经济支持行为共同代入模型中，社会经济地位对健康贫困指数的影响显著度下降，系数由0.010下降至0.007，经济支持的中介效应为0.002，占总效应的25%。第(4)～(5)列以生活照料为中介变量的估计结果，第(6)～(7)列以精神赡养为中介变量的估计结果未通过检验。

对女性独居老人中介效应如表7所示，子女的经济支持和精神慰藉在女性独居老人社会经济地位对健康贫困的影响中起到了显著的中介作用。第(2)～(3)列以经济支持为中介变量的估计结果，女性独居老人社会经济地位对子女收入有显著正向影响，系数为0.084，将社会经济地位和经济支持共同代入模型中，社会经济地位对健康贫困指数的影响显著度下降，且系数下降至0.007。第(4)～(5)列以生活照料为中介变量的估计结果，该变量并未通过检验，女性独居老人社会经济地位对代际照料行为无显著影响。第(6)～(7)列以精神慰藉为中介变量的估计结果，女性独居老人社会经济地位对代际精神慰藉有显著正向影响，系数为0.036，将社会经济地位和精神慰藉变量共同代入模型中，社会经济地位对健康贫困指数的影响显著度下降，且系数由0.009下降至0.006。

表7 代际赡养行为的中介效应检验(女性)

5 结论与讨论

本文通过“城市70岁及以上独居老人状况和需求调查”数据分析社会经济地位对独居老人健康水平的影响作用，探究老年期健康差异的产生过程。研究发现：第一，从多维健康贫困的发生率与深度来看，独居老人“带残生存”的问题不容忽视，且存在着较突出的组群不平等。相比之下，女性群体的健康贫困发生率和深度水平更高。女性早期生命历程中资源的可及性、家庭资源分配的“边缘化”，乃至劳动力市场的歧视等生活事件的积累，对其健康本身以及健康保障资源产生的影响最终导致了其健康的劣势地位。

第二，健康不平等在我国不同社会经济地位的独居老人群体中亦有体现，即社会经济地位较高的独居老人易获得良好的健康状态，尤其体现在男性独居老人群体。社会经济地位高的独居老人，对健康生活方式追求的动机会越强，维持健康生活方式的能力越强(王甫勤，2011)。凭借自身的优势获得更有营养的食品、好的住房及工作环境，以及有足够的能力支付医疗及保健费用等，均可使得独居老人获得更好的健康水平。关注不同层级社会经济地位老人健康风险水平过大的差距应作为健康老龄化的工作重点。

第三，代际支持行为在不同社会经济地位老年群体中的分布状态也有明显差异。独居老人社会经济地位越高，子女支持行为越强烈，老年父母维持健康生活的能力也越强。这说明子女对于独居父母的代际支持行为有理性化倾向，不共居子女更倾向于给予拥有更高社会经济地位的独居父母提供代际支持，尤其表现在经济支持与精神慰藉方面。这为社会经济地位影响独居老人健康水平提供了解释机制。而在养老照料领域，代际照料刚性义务更强，加之独居老人更注重经济支持的养老“面子文化”与根深蒂固的“家本位”观念，使得社会经济地位对照料慰藉的影响并不显著。

本研究依旧存在一定的局限。首先，由于研究使用的是单一年份的截面数据，因而研究结果只能证明社会经济地位、代际支持与独居老人的健康贫困存在相关关系，但却对其因果性无法给予进一步的验证。因病致贫、因病返贫会极大降低个人的社会经济地位，这一内生性问题，后续我们会努力获取更多年份的追踪数据予以解决。第二，缺乏跨时空、跨地域的比较研究。由于单一年份数据，缺乏国家政策实施、社会结构变迁等方面的动态研究，因而无法显示队列时期的影响特征；同时，本研究的对象仅是居住在城市的独居老人，对存在的城乡差异尚未进行探索，由于我国存在明显的城乡二元结构特征，对地域异质性的研究将有助于对一般规律的总结。未来在进行相关研究时，对这些问题更加注重深入探讨。

总之，随着社会经济的发展，独居老人健康水平得以显著提升，但经济地位带来的老年期健康差异也表现明显。我国不同性质行业的劳动者就业时的工资待遇、退休后的养老金以及其他福利待遇差距，很大程度上造成了独居老人老年期社会经济地位的差异。健康保障作为社会基本需求，被公认为是每一个现代化国家的公民基本权益。这赋予了政府为每位社会成员抵御风险提供基础性保障的责任，并且这种权益的享受应与职业、身份、地位等附加条件无关。因而，当下独居老人健康支持政策应重视缩小社会经济地位带来的健康差距。

同时，独居养老的普遍性与疾病谱系的转变，当前社会存在大量老年家庭赡养需求。尽管社会养老体系逐步发展，但短期内家庭养老模式仍发挥着关键的作用。对于社会经济地位较低的独居老人而言，自身养老能力本身较弱，而得到的代际支持反而较少。因此，未来养老服务体系建设与政策制定对这部分群体应优先考虑。社会经济地位会影响独居老人的健康水平，且这种影响可以通过其子女代际支持行为的变化发挥作用。倘若仅关注社会经济地位的健康效应而忽视代际支持行为背后隐藏的关键信息，那么独居老人晚年健康福利仍旧无法得以保障。因此，应从仅注重个体健康福利延伸到对其代际家庭的关注，承认家庭照料者的社会价值，尝试开展以家庭为整体的扶持政策，让“家”真正成为独居老人安享晚年的港湾。