高 男，姚 俊

南京醫(yī)科大學(xué)醫(yī)政學(xué)院，江蘇 南京 211166

WHO指出，世界人口正在快速老齡化，2015—2050年，預(yù)計(jì)全球老年人口比例將會(huì)從12%翻倍增長至22%左右，屆時(shí)，預(yù)計(jì)60歲以上老年人口將從9億增加到20億左右［1］。據(jù)我國2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，60歲及以上老年人口達(dá)到1.78億，占總?cè)丝诒壤?3.26%［2］。到2016年末，60歲及以上人口已達(dá)到16.7%［3］。我國60歲及以上老年人的數(shù)量在逐年上升，已成為世界上老年人口最多的國家［4］。

目前，全球心理健康問題較為嚴(yán)重，尤其是抑郁問題?；加幸钟舭Y的人數(shù)僅2005—2015年就增長了18%，全球范圍內(nèi)抑郁癥患者人數(shù)已達(dá)到3.22億［5］。有研究指出，老年人是抑郁癥的高發(fā)群體，抑郁也被公認(rèn)為老年期最常見的心理疾?。?］。據(jù)統(tǒng)計(jì)，正常人群抑郁癥的發(fā)病率為5%～8%，而老年人的發(fā)病率則達(dá)到12%～15%［7］，我國約有31.2%的老年人出現(xiàn)抑郁癥狀［8］。

影響老年人抑郁狀況的因素很多，如性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、居住方式、代際支持、睡眠狀況、健康自評、是否患有慢性病等。其中，居住方式和代際支持是影響抑郁狀況的重要因素。

居住方式反映了家庭的形成和家庭生活的組織方式，在結(jié)構(gòu)層次上決定了家庭成員的互動(dòng)方式，尤其是父代與子代成員之間的互動(dòng)［9］。故大多數(shù)研究均顯示了居住方式對老年人抑郁狀況的影響存在顯著性意義，如研究表明，與配偶同住的老年人抑郁程度最低［6，10-11］；獨(dú)居會(huì)提高老年人的抑郁水平［12-13］；與子女同住的老年人抑郁程度較低［14-18］，也有研究指出，與子女同住的老年人抑郁程度較高，原因可能是與子女同住，接觸較多，更容易產(chǎn)生矛盾和沖突［10-11］。同時(shí)，有少數(shù)研究［19］指出，居住方式對老年人的抑郁狀況不產(chǎn)生直接的影響，但居住方式會(huì)影響子女的代際支持。

代際支持是指家庭中上下代之間在經(jīng)濟(jì)、生活以及情感上的互惠互助［20］。隨著現(xiàn)代化程度的加深、獨(dú)生子女政策導(dǎo)致的少子化，使得家庭養(yǎng)老功能不斷弱化，老年人從中獲取的代際支持日益減少［21］，進(jìn)而對其心理健康產(chǎn)生一定的影響。大多數(shù)研究［17，18，22-25］都表明代際支持能夠降低老年人的抑郁風(fēng)險(xiǎn)，提升其心理健康，但也有少數(shù)研究［15］顯示，因?yàn)榇H支持，使得子女與老年人接觸過多，易侵犯其隱私和發(fā)生代際沖突，進(jìn)而對老年人精神健康不利。

目前，對于居住方式和代際支持對老年人抑郁狀況影響的結(jié)論存在分歧，且分析僅停留在獨(dú)立影響的層面，而對于這三者之間相互影響的研究較少。故本文旨在研究居住方式、代際支持與老年人抑郁水平之間的關(guān)系，并重點(diǎn)分析代際支持在居住方式和老年人抑郁水平間的中介效應(yīng)。

基于相關(guān)的理論研究，提出以下假設(shè)。H1：居住方式對老年人的抑郁水平有著顯著性的影響，獨(dú)自居住的老年人抑郁水平較高。H2：居住方式對代際支持有著顯著性的影響，與子女同住的老年人得到的代際支持較多。H3：代際支持對老年人的抑郁水平有著顯著性的影響，代際支持能減輕老年人的抑郁水平。H4：代際支持在居住方式與老年人抑郁狀況之間起著部分中介作用。

一、對象和方法

（一）數(shù)據(jù)來源與研究對象

本研究采用2016年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用內(nèi)隱分層的多階段抽樣方法，覆蓋了全國25個(gè)省、直轄市共144個(gè)區(qū)/縣的640個(gè)村/居。本研究主要采用2016年成人問卷數(shù)據(jù)庫，樣本量為36 892個(gè)，其中60周歲以上老年人的樣本量為9 358個(gè)，根據(jù)研究需要，對數(shù)據(jù)庫進(jìn)行篩選和數(shù)據(jù)清洗，進(jìn)一步剔除目標(biāo)研究變量含有缺失值的數(shù)據(jù)，且每個(gè)村/居均有調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，從而得到1 397個(gè)60周歲以上老年人的數(shù)據(jù)樣本。

（二）研究內(nèi)容

自變量是居住方式，定義1=“獨(dú)自居住”，2=“與非子女居住”，3=“與子女居住”。由于居住方式是無序分類變量，故在數(shù)據(jù)分析前，為該變量設(shè)置2個(gè)啞變量。本研究以“獨(dú)自居住”為參照變量，設(shè)置其余2種居住方式為虛擬變量。

因變量是老年人群的抑郁狀況，采用流調(diào)中心抑郁量表（CES-D量表）進(jìn)行測量。該量表共20個(gè)題目，其中有16個(gè)題目是詢問抑郁癥狀的頻率，4個(gè)題目是詢問積極情緒的頻率。在本研究中，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.878，表明信度較高。將頻率由低到高賦1～4分，分值越高，代表抑郁水平越高。同時(shí)，將其中4個(gè)詢問積極情緒題目的答案進(jìn)行反向賦分，所得總分為該老人的最終抑郁水平。

中介變量是代際支持。在2016年CFPS成人問卷中，主要通過2個(gè)方面的內(nèi)容來衡量代際支持：“與子女的見面頻率”和“子女是否幫你料理家務(wù)或照顧你的飲食起居”。其中，為了便于分析，將“與子女的見面頻率”中見面次數(shù)1周少于1次重新定義為“不經(jīng)常見面”，高于該頻率定義為“經(jīng)常見面”。

選取的控制變量有：性別、年齡、婚姻狀況、健康自評和是否患有慢性病。其中婚姻狀況包括“未婚”“在婚（有配偶）”“同居”“離婚”“喪偶”；健康自評包括“非常健康”“很健康”“比較健康”“一般”“不健康”。

（三）統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

1.共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究使用Harman單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，以避免同源偏差對結(jié)果的影響［26］。結(jié)果顯示，未經(jīng)旋轉(zhuǎn)的第一個(gè)因素解釋了19.84%的總變異量，遠(yuǎn)小于總變異解釋量的40%，認(rèn)為該研究結(jié)果不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.數(shù)據(jù)處理

本研究使用STATA 14.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）來做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。使用SPSS 22.0對變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。根據(jù) Iacobucci［27］和方杰等［28］所提出的類別變量中介效應(yīng)分析的方法，使用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)來驗(yàn)證中介作用。建立回歸方程如下：

方程（1）（3）使用OLS模型，方程（2）使用二元Logistic回歸模型。當(dāng)每個(gè)中介變量的ake中至少存在一個(gè)回歸系數(shù)顯著不為0，回歸系數(shù)bk顯著不為0，說明整體中介效應(yīng)顯著，然后再檢驗(yàn)每個(gè)虛擬變量的相對中介效應(yīng)是否顯著。由于自變量與因變量之間總效應(yīng)和直接效應(yīng)采用的是連續(xù)變量的尺度，而自變量與中介變量之間采用Logit尺度，兩者不在同一個(gè)尺度上，不具有可比性。因此，采用以下方法來檢驗(yàn)中介效應(yīng)Za×Zb的顯著性。統(tǒng)計(jì)量的公式如下：

二、結(jié) 果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

該數(shù)據(jù)樣本中，男性673人（48.2%），女性724人（51.8%）。年齡60～95歲，平均年齡（68.14± 6.60）歲。大部分老年人（81.5%）處于在婚（有配偶）的狀態(tài)，有17.0%的老年人處于喪偶狀態(tài)。健康自評以比較健康（32.4%）為主，其次是不健康（27.6%）、一般（23.0%）和很健康（10.2%），患有慢性病的老年人僅為29.9%。

根據(jù)相關(guān)分析的結(jié)果，如表1所示，在控制變量中，性別、婚姻狀況、健康自評、是否患有慢性病均與抑郁水平有顯著的相關(guān)性，而年齡與抑郁水平不具有顯著的相關(guān)性。2個(gè)中介變量均與抑郁水平有顯著的相關(guān)性。在居住方式方面，只有獨(dú)自居住與抑郁水平有顯著的相關(guān)性。

表1 各變量與抑郁水平之間的相關(guān)性

（二）居住方式對老年人抑郁水平的影響

居住方式對老年人抑郁水平影響的OLS回歸模型結(jié)果如表2所示。模型1為未控制其他變量時(shí)，居住方式對老年人抑郁水平的影響，模型2為加入年齡、性別、婚姻狀況、健康自評和是否患有慢性病這些控制變量后，居住方式對老年人抑郁水平的影響。由此可見，居住方式對老年人抑郁水平存在顯著性影響。在控制混雜因素的影響后，與參照組“獨(dú)自居住”的老年人相比，“與非子女居住”和“與子女居住”的老年人的抑郁水平較低，支持假設(shè)H1。同時(shí)還可以看出，女性、健康自評較不好、患有慢性病的老年人抑郁水平較高。

表2 居住方式對老年人抑郁水平的OLS回歸模型分析結(jié)果（回歸系數(shù)）

對上述OLS模型進(jìn)行傾向性得分匹配，控制變量，使用3種匹配方法估計(jì)平均處理效應(yīng)（ATT），所得結(jié)果如表3所示。3種方法的估計(jì)結(jié)果與OLS模型較接近，且估計(jì)結(jié)果均有顯著性意義，表明在考慮樣本選擇性偏差的情況下，獨(dú)自居住對老年人抑郁水平的影響顯著，因而OLS模型的結(jié)果可靠。

表3 居住方式對老年人抑郁水平影響的PSM檢驗(yàn)

（三）中介效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)居住方式對老年人抑郁水平的直接效應(yīng)和中介效應(yīng)，在原有的OLS模型基礎(chǔ)上，加入中介變量“代際支持”，即“子女是否幫你料理家務(wù)或照顧你的飲食起居”和“與子女見面頻率”。

1.整體中介分析

整體中介分析包括整體總效應(yīng)檢驗(yàn)、整體直接效應(yīng)檢驗(yàn)和整體中介效應(yīng)檢驗(yàn)三部分。從表4可以看出，整體總效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示F=30.285，P＜0.001，說明居住方式對老年人的抑郁水平有顯著性影響，2個(gè)相對總效應(yīng)不全為0；整體直接效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示F=23.002，P＜0.001，說明在加入中介變量之后，居住方式對老年人的抑郁水平仍有顯著性影響，2個(gè)相對直接效應(yīng)不全為0。在自變量和中介變量之間關(guān)系的模型中，極大似然比的卡方結(jié)果均顯示P＜0.001，說明模型有效，且Hosmer-Lemeshow擬合度檢驗(yàn)的結(jié)果均顯示P＞0.05，說明擬合較好。從整體中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果來看（表4），每個(gè)中介變量的回歸系數(shù)a均至少有一個(gè)是有顯著性意義的，且回歸系數(shù)b也均有顯著性意義，說明整體中介效應(yīng)顯著，且2個(gè)相對中介效應(yīng)不全為0。

2.相對中介分析

表4的結(jié)果顯示，以“獨(dú)自居住”為參照水平，“與非子女居住”和“與子女居住”的相對總效應(yīng)、相對直接效應(yīng)均顯著（P均＜0.05，回歸系數(shù)B分別為-1.691、-1.963、-1.648和-1.885）。前者表明，與非子女居住或者與子女居住的老年人抑郁水平比獨(dú)自居住的老年人低；后者表明，在排除中介作用后，這兩種居住方式的老年人抑郁水平也比獨(dú)自居住的老年人低。相對中介效應(yīng)的結(jié)果顯示，代際支持在與子女居住的老年人和其抑郁水平之間的中介效應(yīng)顯著（Z12=2.14，Z22=-1.96）。具體來說，與獨(dú)自居住的老年人相比，與子女居住的老年人得到子女的家務(wù)支持較多，進(jìn)而導(dǎo)致他們抑郁水平的增加（a12=1.120，b1=0.973）。與子女居住的老年人較獨(dú)自居住的老年人，與子女見面頻率較高，進(jìn)而降低了他們的抑郁水平（a22=1.829，b2=-0.889），支持假設(shè)H2，部分支持假設(shè)H3。另外，=-1.885，與Za12×Zb2、Za22×Zb2符號相同，且有顯著性意義，說明與獨(dú)自居住的老年人相比，代際支持在與子女同住的老年人和其抑郁水平之間起著部分中介作用，支持假設(shè)H4。

表4 代際支持的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

三、討 論

長久以來，我國一直以家庭養(yǎng)老為主。但隨著現(xiàn)代化的不斷推進(jìn)和社會(huì)養(yǎng)老體系的不斷完善，家庭內(nèi)部利益結(jié)構(gòu)發(fā)生變化［29］，大家庭開始減少，取而代之的是小型化、核心化的家庭［30］，傳統(tǒng)的以父子關(guān)系為中心的家庭結(jié)構(gòu)正在向以夫妻關(guān)系為中心的家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)［29］，帶來了家庭空間的隔離和家庭功能（如養(yǎng)老支持）的弱化［23］，導(dǎo)致老年人的居住方式和代際支持都發(fā)生了變化，進(jìn)而對其心理健康造成一定的影響。

（一）老年人抑郁水平在不同個(gè)體特征中差異顯著

結(jié)果顯示，老年人的抑郁水平受到性別、健康自評、是否患有慢性病等個(gè)人特征的影響。女性老年人抑郁程度較高，原因可能是女性在情感上更為脆弱敏感，更易受外界不良因素的影響而產(chǎn)生負(fù)性情緒［1］。健康自評較不好的老年人抑郁程度較高，這與張澤宇等［31］的研究結(jié)果一致，較差的自我健康感知會(huì)導(dǎo)致抑郁等負(fù)面情緒的產(chǎn)生，甚至?xí)够颊叱霈F(xiàn)自殺意念?；加新圆〉睦夏耆艘钟舫潭容^高，可能是因?yàn)槁圆〔〕梯^長，老年人需長期接受慢性病的治療和檢查，對生理和心理均產(chǎn)生較大的折磨，心理負(fù)擔(dān)過重，易產(chǎn)生抑郁情緒［1］。

（二）居住方式對老年人抑郁狀況有顯著影響

居住方式與老年人的抑郁水平呈負(fù)相關(guān)，居住方式對抑郁水平的影響差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。與獨(dú)自居住的老年人相比，與子女居住的老年人抑郁水平較低，這與以往研究結(jié)果一致，居住方式對老年人的抑郁水平有顯著性影響，與子女同住能降低老年人的抑郁水平［6，10，13］。對此，穆瀅潭等［15］用“社會(huì)因果論”來解釋，居住安排上的不利處境降低了老年人資源獲取機(jī)會(huì)和心理滿足感。提示應(yīng)加強(qiáng)對老年人居住方式的關(guān)注，注意老年人的心理狀況。

（三）代際支持中介了居住方式對老年人抑郁狀況的影響

本研究顯示，代際支持在居住方式和老年人抑郁狀況之間起著部分中介作用。居住方式既可以直接作用于老年人的抑郁狀況，還可以通過對代際支持的影響，進(jìn)而間接影響老年人的抑郁水平，這與以往研究結(jié)果一致［18-19，32］。原因可能是，隨著年齡的增長，老年人的身體機(jī)能大不如從前，以及清閑的生活方式使其更注重情感上的交流，從而導(dǎo)致老年人存在精神代際支持方面的需求，當(dāng)需求未達(dá)到預(yù)期時(shí)，容易造成負(fù)面的心理效應(yīng)。而與子女同住的老年人，因與子女見面較為頻繁，更便于獲得貼身照顧和情感支持，產(chǎn)生積極的心理效應(yīng)。因此在情感支持層面，經(jīng)常與子女見面，能讓老年人更多地感受到子女的關(guān)心，讓老年人覺得自己的家庭角色和權(quán)威得到了認(rèn)可，對其心理健康有積極的作用［33］，進(jìn)而降低了老年人抑郁的風(fēng)險(xiǎn)，這符合“家庭支持理論”［18］的說法。但在家務(wù)支持層面，則符合“家庭沖突理論”［18］，與子女同住的老年人，一方面因?yàn)橛X得子女在繁重的工作壓力下還要兼顧對自己的家務(wù)支持，擔(dān)憂子女身體上可能會(huì)吃不消；另一方面，在得到子女家務(wù)支持的同時(shí)，易侵犯老人隱私，易產(chǎn)生生活矛盾或沖突，從而增加老年人抑郁的風(fēng)險(xiǎn)。

根據(jù)以上討論，居住方式的直接效應(yīng)和代際支持的中介效應(yīng)都對老年人的抑郁水平有著重要影響，需要更多地關(guān)注老年人的心理健康。與老年人同住的子女，應(yīng)多關(guān)注老年人的心理狀態(tài)，尊重老年人的隱私權(quán)和生活自由；未與老年人同住的子女也應(yīng)多與老年人溝通聯(lián)系，給予他們經(jīng)濟(jì)、情感等支持，發(fā)揮代際支持的積極效應(yīng)，以減輕他們的抑郁狀況。

（四）局限性

由于采用的是公共數(shù)據(jù)庫，研究的數(shù)據(jù)樣本量受到一定的限制，以及居住方式與抑郁水平間還會(huì)受其他中介變量或者調(diào)節(jié)變量的影響，本研究未能窮盡所有的影響變量，對結(jié)果的外推性應(yīng)用有一定影響。