尹星星，周榕

(華東師范大學 社會發(fā)展學院，上海 200241)

1 研究背景

健康作為老齡化社會發(fā)展的重要衡量指標，有著深刻的內(nèi)在價值。這是因為老年健康問題不僅關(guān)系到老年人口個體的生活質(zhì)量，更與社會活力與照料負擔息息相關(guān)。但是，群體間乃至群體內(nèi)部的健康差異是客觀存在的問題。相對于其他老年群體而言，城市化發(fā)展、住房格局變化，伴隨著人口流動速度加快、空間擴展，老年居住模式已悄然發(fā)生變化。主要表現(xiàn)為老年人與成年子女同住比例大幅下降，空巢或獨居養(yǎng)老的比例快速上升。受特殊居住形態(tài)限制，他們在遭受健康危險時會面臨更多社會風險。在此背景下，對獨居老人健康問題的識別與預警具有重要的現(xiàn)實意義。

WTO強調(diào)社會分層所產(chǎn)生的社會經(jīng)濟地位不平等是健康貧困的原因所在，若健康不平等持續(xù)拉大，將有損整體社會福利(焦開山，2014)。那么，社會經(jīng)濟地位與老年健康貧困存在怎么樣的關(guān)系？現(xiàn)有研究并未達成共識。部分研究認為，經(jīng)濟地位造成的健康差異在整個生命歷程不斷積累，健康貧困在老年階段進一步強化(Dupre，2008)。另有一些研究提出了“收斂假定”理論，認為社會經(jīng)濟地位造成的心理社會風險因素差距在老年期有所縮小(Houseet al.，1994)，生物因素對健康的影響超過了社會經(jīng)濟因素(Mirowsky and Ross，2005)。

此外，當前社會經(jīng)濟地位對健康的影響機制研究，主要集中在基于工作環(huán)境(Evans and Kantrowitz，2002)、生活環(huán)境(劉麗杭，唐景霞，2004)、醫(yī)療資源可及性(Victora et al.，2000)與生活方式(王甫勤，2012)等因素的考量，認為社會經(jīng)濟地位是通過幫助個體獲得這些健康優(yōu)勢，而拉大群體間健康梯度。但在家庭養(yǎng)老傳統(tǒng)濃厚的中國，從代際支持行為分析老年期經(jīng)濟差異對健康的影響具有獨特的意義與價值。現(xiàn)代化發(fā)展使代際間資源交換趨于互惠與公平，子代對于老年父母的贍養(yǎng)走向“理性化”(安瑞霞，2019)。人口流動交織著家庭變遷改變了獨居老人代際間資源的占有與分配格局。獨居父母不同的經(jīng)濟地位對子女的贍養(yǎng)行為是否造成差異，多大程度上對其免于陷入健康貧困發(fā)揮了作用？在中國傳統(tǒng)養(yǎng)老文化背景下，老年健康問題需要從父代社會結(jié)構(gòu)因素對子代支持行為的形塑展開進一步討論。

基于此，本文擬在以下幾個方面有所推進：第一，現(xiàn)有研究多基于全年齡段人群，本文選擇獨居老人這一特殊老年群體為研究對象，補充現(xiàn)有文獻對特殊群體健康問題的關(guān)注不足。第二，與既有研究多集中于單一健康分析指標不同，本文引入“多維健康貧困”這一國際公共健康政策研究的重要概念，刻畫獨居老人在生理、心理等維度陷入病殘的程度及其群體內(nèi)部的異質(zhì)性。第三，區(qū)別于工作生活環(huán)境等籠統(tǒng)性中介變量，本文通過引入“代際支持行為”變量，探究在傳統(tǒng)養(yǎng)老文化語境下，代際支持行為差異能否成為社會經(jīng)濟地位影響其老年父母健康貧困的解釋機制。著重討論新時期家庭代際支持是如何形塑獨居老人的健康貧困，進而為社會經(jīng)濟地位影響老年期健康水平提供新的解釋邏輯，以期對當前社會日益加劇的養(yǎng)老問題尋找出路。

2 文獻綜述與研究假設(shè)

健康分層是普遍存在的社會現(xiàn)象，社會經(jīng)濟地位的高低對健康分層影響顯著。個體所處社會結(jié)構(gòu)中的位置決定了其健康狀態(tài)，社會經(jīng)濟地位低下造成了其較差的健康水平(Dahl，1996)。Moen(1999)研究發(fā)現(xiàn)，教育帶來的工作機會、收入水平能夠提升個體健康投入的預算。經(jīng)濟水平對于健康的影響在于低收入者更易形成不利健康的行為習慣(Mheen et al.，1999)，而職業(yè)所反映的個體社會地位、體力活動情況也會對健康風險產(chǎn)生影響(王甫勤，2012)。隨著研究的深入，社會經(jīng)濟地位對健康的影響逐漸從生理因素擴展到心理因素。Marmot(2002)研究表明低收入群體更因易面臨生活負性事件與慢性壓力而有損健康。因此，本文提出研究假設(shè)1：

H1：在其他條件不變的情況下，社會經(jīng)濟地位(教育、收入、職業(yè))越高的城市獨居老人健康貧困(生理、心理)發(fā)生的可能性越低。

此外，性別對于健康有著獨特的影響。而這種影響可能存在于生命歷程早期社會分層所導致的結(jié)果。性別歧視觀念會導致女童的營養(yǎng)攝入與看護受到影響，使其健康狀況處于明顯劣勢(Deaton，2008)。早期受教育水平偏低，中年期因操持家務(wù)、家庭照顧等造成工作參與率較低或參與時長較短，即使是職場女性的薪資也較同等條件下男性低(鄭莉，曾旭暉，2016)。女性在整個生命歷程中多處于社會分層的劣勢地位。這些因素構(gòu)成了女性的生活機會，從而形成了不同的行為傾向，這些劣勢較大程度地限制了女性群體對健康資源的可及，對其健康水平產(chǎn)生了直接的影響。Verbrugge等(1987)將女性患病比作龐大而看不見的“水下冰山”，這也是雖然女性預期壽命長于男性，但健康狀況卻較男性差的“性別悖論”的原因所在。Crimmins等(2002)又進一步證實了女性健康壽命較男性短，且老年期身體失能時間也更長?；诖耍疚奶岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

H2：女性獨居老人無論在健康貧困發(fā)生率還是發(fā)生深度上都高于男性。

圖1 社會經(jīng)濟地位對獨居老人多維健康影響的理論假設(shè)

那么，社會經(jīng)濟地位是如何影響老年個體健康水平的？孫鵑娟(2017)認為互惠關(guān)系也存在于家庭內(nèi)部，代際支持是持久的資源雙向交換，而非由子代向父代的單向流動。在家庭內(nèi)部，老年人與其子女間在經(jīng)濟贍養(yǎng)、生活照顧和精神慰藉等方面存在廣泛的資源交換行為，從而形成一種投資與回報的代際交換因果關(guān)系(陳皆明，1998)。家庭權(quán)利分配向平等與民主轉(zhuǎn)變，使得代際關(guān)系愈發(fā)基于自身理性考量，傳統(tǒng)反饋式、倫理導向的養(yǎng)老基礎(chǔ)可能正悄然發(fā)生變化。在“互惠型”代際關(guān)系中，老年父母會在婚嫁、住房等重大開支上對子女提供一定的支持與幫助(王萍，李樹茁，2011)，而這種幫助可能會影響子女的贍養(yǎng)行為。Chiappori等(2009)研究也證實，在父輩權(quán)威下降的現(xiàn)代家庭，老年父母照料獲取由其社會經(jīng)濟地位決定的議價能力所決定。父代可以通過物質(zhì)財富或經(jīng)濟社會資源來換取子女更多照料支持(狄金華，鄭丹丹，2016)，子代為老年父母提供健康支持包含了一些換取父母經(jīng)濟物質(zhì)回饋的意圖(Cox and Jakubson，2005)。而父母的健康狀況與子女的代際支持的均衡性與強度存在顯著相關(guān)性(黃慶波等，2017)。對此，本文提出研究假設(shè)3：

H3：社會經(jīng)濟地位依靠子女代際支持行為起作用，獲得子女代際支持的獨居老人陷入健康貧困的可能性減少。

3 數(shù)據(jù)來源、變量與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)來源于國家社科基金重大項目“未來十年我國城市老年人口居家養(yǎng)老保障體系研究”課題組2013年11月至2015年5月在上海、廣州、成都、呼和浩特和大連5個城市開展的“中國大城市城區(qū)70歲及以上獨居老人狀況和需求調(diào)查”。此次調(diào)查采取四階段隨機抽樣方法，在選定的5個城市中以行政區(qū)—街道—居委—門戶分層形式抽取五地21個區(qū)，共54個街道(鎮(zhèn))，年滿70歲及以上并居住在本地區(qū)的獨居老人(以夜晚睡覺一個老年人為準)作為調(diào)查對象。調(diào)查內(nèi)容囊括了獨居老人的基本信息、子女情況、職業(yè)收入、健康、生活照顧、居住、文化精神活動、社會支持和參與等。在回收全部調(diào)查問卷并錄入數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，進行了數(shù)據(jù)整合、數(shù)據(jù)核查、問卷比對、補調(diào)查、數(shù)據(jù)復查等數(shù)據(jù)清理工作，本文根據(jù)研究需要，在剔除分析所需題項的缺失值后，獲取有效分析樣本共計2113個。

3.2 變量釋義

3.2.1 因變量及其測量

指標選取不同，社會經(jīng)濟地位同健康貧困的關(guān)系可能存在差異。這是由于各指標在內(nèi)涵與測量特性受社會影響程度的差異性所決定的(Huurre et al.，2005)。既往研究多采用單一指標進行健康測量，忽略了健康的整體性與多維性。基于以上考慮，為避免單項指標運用而造成的測量結(jié)果誤差，本文借鑒國際健康綜合測評工具SF-36與李華等(2013)、Gu等(2009)學者提出的居民健康指數(shù)構(gòu)建思路，糅合了主客觀兩種指標，選擇生理健康、自理能力、精神健康等3個維度6項指標，構(gòu)建獨居老人多維健康貧困評價指標(見表1)。本文借鑒國內(nèi)外大部分研究普遍的做法，對每個維度賦予等權(quán)重(Alkire and Foster，2011；高艷云，2012；王春超，葉琴，2014；郭熙保，周強，2016)，各維度下的指標也平均分配權(quán)重；相關(guān)研究使用人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)(ANN)、主成分分析法等方法計算指標權(quán)重與等權(quán)重的結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)結(jié)果差異不大(楊晶，2014；徐文奇等，2017；謝家智，車四方，2017)，驗證了等權(quán)重方法的可靠性。

表1 獨居老人多維健康貧困評價維度、指標、權(quán)重及臨界值

3.2.2 解釋變量及其測量

本研究的自變量為社會經(jīng)濟地位。社會經(jīng)濟地位是一個多維概念，現(xiàn)有研究多基于經(jīng)濟狀況、教育程度、職業(yè)三個維度進行考察( Blalock et al.，1967；陳皆明，陳奇，2016；劉二鵬，張奇林，2018；安瑞霞，2019)。結(jié)合問卷數(shù)據(jù)，本研究將獨居老人的社會經(jīng)濟地位從以下三個方面衡量：(1)受教育程度：①不識字或識字很少②小學③初中④高中/中職及以上，賦值為1～4。(2)本研究將職業(yè)類型定義為獨居老人在退休前從事的有收入的職業(yè)：①農(nóng)林牧漁水利生產(chǎn)人員、生產(chǎn)運輸設(shè)備操作人員、其他從業(yè)人員②商業(yè)服務(wù)業(yè)人員、辦事人員和有關(guān)人員③國家機關(guān)企事業(yè)單位負責人、各類專業(yè)技術(shù)人員、軍人，賦值為1～3。(3)經(jīng)濟狀況界定為收入水平：①2000元以下②2000-2999元③3000元及以上，賦值為1～3。本研究將這些具體指標賦值相加，轉(zhuǎn)化為社會經(jīng)濟地位指數(shù)(ses)，取值越大，表明個體社會經(jīng)濟地位越高。

除此之外，老年期作為生命歷程的最后階段，前期積累的先賦或后賦因素都會影響老年階段的健康狀況。本文根據(jù)王甫勤(2012)、焦開山(2014)、胡薇(2009)的相關(guān)研究，我們選擇了性別(男=1，女=0)、年齡(主要由被調(diào)查者自行填寫)、戶籍(非農(nóng)業(yè)戶口=1，農(nóng)業(yè)戶口=0)、遷移(遷移=1，未遷移=0)、婚姻狀況(有配偶=1，無配偶=0)等控制變量。其中，年齡為連續(xù)變量，其他為分類變量。是否發(fā)生遷移通過詢問獨居老人現(xiàn)住地與出生地是否一致來判斷，出生地和現(xiàn)住地一致，獨居老人沒有發(fā)生遷移，不一致則認為獨居老人進行了遷移；婚姻狀況，由調(diào)查問卷的四個選項重新歸為兩組，有配偶為一組，從未結(jié)婚、離婚和喪偶的獨居老人歸入無配偶組。

表2 變量的設(shè)置、定義與測量

3.2.3 中介變量及其測量

隨著贍養(yǎng)理性化的轉(zhuǎn)變，社會交換理論逐漸被運用于家庭代際支持相關(guān)研究中，老年父母的經(jīng)濟地位與成年子女的代際支持行為逐漸成為研究焦點。擁有較高社會經(jīng)濟地位的老人因其所擁有的社會資源與較強能力，在交換中的弱勢地位更小，與子女進行均衡交換的能力也更強，代際支持不均衡性的可能性減小，從而更易獲得贍養(yǎng)。而通過子女的經(jīng)濟支持、生活照料與情感支持，獨居老人可能在物質(zhì)基礎(chǔ)、克服一些困難(如疾病、親人過世)等方面獲得支持，促進其身心健康。根據(jù)宋璐等(2006)、王萍等(2011)研究，本文將子女對老年父母的贍養(yǎng)與支持劃分為經(jīng)濟支持、生活照料與情感支持三個維度。經(jīng)濟支持通過獨居老人對問卷問題“子女的收入狀況”的回答進行賦值“無收入=1，很低=2，較低=3，中等=4，較高=5，很高=6”。生活照料變量選擇“子女最近3個月內(nèi)平均看望次數(shù)”衡量，以“從來沒有=1，每兩個月及以上1次=2，每月1-3次=3，每周1-3次=4，幾乎每天=5”賦值。而精神支持選取問卷“代際聯(lián)系頻率”作為主要變量，選項分別為“幾乎沒聯(lián)系(一年不到一次)、每月不到1次(每兩個月以上聯(lián)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)、幾乎每天(5-7次/每周)”，分別賦值1～5。

3.3 研究方法

3.3.1 多維健康貧困指數(shù)的測量

表示健康貧困深度的平均剝奪份額(A)，即所有多維健康貧困個體平均被剝奪的維度數(shù)占總維度數(shù)的比重：

多維健康貧困指數(shù)M=H*A，進一步可以表示為：

如果需要進一步了解在不同維度、地區(qū)、年齡、性別等方面的健康剝奪情況，可以對多維健康貧困指數(shù)進行維度分解和子群分解，并測算各組元素對多維健康貧困的貢獻率。第j個維度下的健康貧困指數(shù)可表示為：

3.3.2 OLS回歸和Logit回歸

本文以獨居老人多維健康貧困指數(shù)為因變量，構(gòu)建如下OLS模型：

healthi=β0+β1sesi+γZi+ε

其中，health為獨居老人多維貧困指數(shù)，ses代表獨居老人社會經(jīng)濟地位，Z代表控制變量，ε為隨機干擾項。為了進一步驗證獨居老人社會經(jīng)濟地位對多維健康貧困的影響，采用二分類Logit模型進行檢驗。白晨、顧昕(2019)發(fā)現(xiàn)我國老年人長期多維健康貧困主要發(fā)生在20%≤k<60%區(qū)間，以k=40%為基準構(gòu)建長期多維健康貧困指數(shù)。本文參照此做法以k=0.4為多維健康貧困臨界值，處于多維健康貧困狀態(tài)賦值為1，反之賦值為0。

3.3.3 Baron和Kenny的中介效應檢驗方法

為進一步檢驗代際支持在獨居老人社會經(jīng)濟地位與多維健康貧困之間的中介作用，本文借鑒Baron和Kenny中介效應檢驗方法，采用以下步驟進行：(1)將社會經(jīng)濟地位和控制變量代入方程進行回歸，檢驗社會經(jīng)濟地位對獨居老人多維健康貧困的影響，這一步在回歸模型中驗證；(2)檢驗獨居老人社會經(jīng)濟地位對子女支持行為的影響。如果系數(shù)顯著為正，說明社會經(jīng)濟地位越高的獨居老人子女代際支持越強；(3)在(1)的基礎(chǔ)上加入中介變量代際支持行為，如果中介變量影響顯著，同時社會經(jīng)濟地位的系數(shù)相對于(1)中的系數(shù)變小且顯著度下降，說明代際支持行為具有部分或完全中介效應。

基于以上分析，我們設(shè)定檢驗模型如下：

第一步，檢驗社會經(jīng)濟地位是否影響獨居老人的多維健康貧困：

healthi=β0+β1sesi+γXi+ε

第二步，檢驗獨居老人社會經(jīng)濟地位是否影響子女的代際支持行為：

supi=β2+β3sesi+γXi+ε

第三步，將獨居老人社會經(jīng)濟地位和子女代際支持行為變量同時放入模型：

healthi=β4+β5sesi+β6supi+γXi+ε

其中，health為多維健康貧困，ses為社會經(jīng)濟地位，sup為子女代際支持行為，包含經(jīng)濟支持、生活照料、精神支持三個方面，X為控制變量，ε為隨機干擾項。

表3 城市獨居老人多維健康貧困測度結(jié)果

4 實證結(jié)果

4.1 獨居老人多維健康貧困的測度

通過城市獨居老人多維健康貧困測度結(jié)果(表3)我們發(fā)現(xiàn)，隨著多維健康貧困臨界值k增加，健康貧困識別門檻上升，識別出的獨居老人在更多的維度遭受剝奪，健康貧困強度增加。當k=0.4時，有一半以上獨居老人(59.3%)陷入多維健康貧困，貧困強度為0.5，即處于多維貧困的獨居老人平均在3個指標上存在健康貧困問題，貧困指數(shù)為0.296；當k增加至0.8時，仍有4.5%的獨居老人在更多健康維度上陷入相對剝奪的狀態(tài)，貧困強度和貧困指數(shù)分別為0.881和0.040；當k=1時，仍有1.3%的獨居老人在所有指標上均處于多維健康貧困狀況。由此可見，獨居老人的多維健康貧困無論是在貧困發(fā)生率還是深度上剝奪現(xiàn)象嚴重。

從性別差異來看，女性獨居老人多維健康貧困狀況較男性更為嚴重。除在全維度(k=1)時，男性的多維貧困發(fā)生率(1.6%)高于女性(1.1%)，在其他k值下，無論是多維健康貧困發(fā)生率還是多維健康貧困指數(shù)女性均高于男性。以k=0.4為例，男性獨居老人多維健康貧困發(fā)生率為52.1%，比女性獨居老人低10.1個百分點；男性多維健康貧困指數(shù)為0.256，比女性低0.057。進一步來看健康貧困深度(A)，在k值較低時，男性多維健康貧困深度低于女性，隨著k值升高，發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，男性健康貧困深度高于女性。不同性別獨居老人對多維貧困貢獻率基本穩(wěn)定，男性基本維持在30%以下，女性穩(wěn)定在70%。由此可見，女性獨居老人在健康方面較男性處于劣勢，其可能原因在于生命歷程中存在的積累效應，生育與撫養(yǎng)子女壓力(宋月萍，宋正亮，2016)、公共養(yǎng)老保障資源(裴曉梅，2006)，乃至顯性和潛在的文化、結(jié)構(gòu)及其制度機制(楊菊華，2010)都會造成兩性的健康不平等。

4.2 社會經(jīng)濟地位對獨居老人多維健康貧困的影響

根據(jù)研究假設(shè)，表4給出了社會經(jīng)濟地位對多維健康貧困影響的估計結(jié)果，前3個模型是以多維健康貧困指數(shù)為連續(xù)變量進行OLS回歸估計，后3個模型以k=0.4為健康貧困臨界值判斷獨居老人是否處于健康貧困狀況，“是”賦值為1，反之賦值為0?？傮w結(jié)果顯示，獨居老人社會經(jīng)濟地位增加會降低其多維健康貧困指數(shù)與陷入多維健康貧困的概率。第(1)～(3)列以多維健康貧困指數(shù)作為因變量，分別報告了全樣本、男性、女性回歸結(jié)果。全樣本結(jié)果顯示，社會經(jīng)濟地位在1%水平下顯著影響獨居老人多維健康貧困指數(shù)，獨居老人個人社會經(jīng)濟地位每增加一分，其多維健康貧困指數(shù)下降0.01。由此可見，社會經(jīng)濟地位對于獨居老人的健康狀況有著正向的影響，即處于較高社會經(jīng)濟地位的老人，其健康程度要優(yōu)于地位較低的群體。其可能的原因在于處于較高社會經(jīng)濟地位的獨居老人具有良好的物質(zhì)生活條件，諸如社會保障、服務(wù)消費能力、住房條件、醫(yī)療保健資源等，因而其健康所受損害的風險更小。

分性別影響依舊顯著，社會經(jīng)濟地位在10%水平下顯著降低男性獨居老人多維健康貧困指數(shù)，在5%水平下顯著降低女性獨居老人多維健康貧困指數(shù)，影響系數(shù)與全樣本基本一致。第(4)～(6)列以是否陷入多維健康貧困狀態(tài)作為因變量，分別報告了全樣本、男性、女性回歸結(jié)果。Logit回歸結(jié)果驗證了社會經(jīng)濟地位對獨居老人多維健康貧困的影響。全樣本結(jié)果顯示，社會經(jīng)濟地位在1%水平下顯著降低獨居老人陷入多維健康貧困的概率。分性別檢驗具有穩(wěn)健性，但影響系數(shù)略有差異。

控制變量主要結(jié)果為：(1)隨著年齡的增長，獨居老人健康貧困指數(shù)有所增加，陷入健康貧困的概率升高。這是由于同其他老年群體一樣，健康所受病理性或器質(zhì)性因素影響隨年齡增長逐漸惡化是不可逆的。因此，隨著年齡升高，獨居老人的健康狀況日趨下降。(2)遷移變量影響顯著，有遷移經(jīng)歷的獨居老人比沒有遷移的獨居老人健康狀況更差，更易陷入到健康貧困之中。產(chǎn)生這種結(jié)果的可能原因在于，遷移造成獨居老人健康層面的差異體現(xiàn)了當前基本公共健康服務(wù)的身份不平等?！氨镜亍迸c“外地”的身份區(qū)隔造成的公共健康福利待遇的不同，讓獨居老人在遷入地無法與當?shù)乩先艘粯酉碛衅降鹊墓步】捣?wù)。(3)婚姻狀態(tài)對女性獨居老人有顯著影響，無配偶(離異、喪偶等)的女性獨居老人比有配偶的更易陷入多維健康貧困之中。由于生理特征不同，與男性相比，女性情感更加細膩、感性，有配偶會對健康產(chǎn)生積極的影響。Hughes等(2002)研究提出“配偶是晚年贍養(yǎng)的最大保障”，已婚老年女性比單身女性的健康狀況更好。本研究也證實婚姻對于女性獨居老人健康的保護作用。

表4 社會經(jīng)濟地位對獨居老人多維健康貧困的影響

表5 代際支持行為的中介效應檢驗

4.3 代際支持行為的中介效應分析

本文進一步檢驗代際支持在獨居老人社會經(jīng)濟地位與多維健康貧困之間的中介作用，分析結(jié)果顯示(表5)，子女的經(jīng)濟支持和精神支持在獨居老人社會經(jīng)濟地位與健康貧困的影響中起到了顯著的中介作用。第(1)列為獨居老人社會經(jīng)濟地位對健康貧困指數(shù)的影響，在前面的分析中已證明，獨居老人社會經(jīng)濟地位越高，健康貧困指數(shù)越低。第(2)～(3)列以經(jīng)濟支持為中介變量的估計結(jié)果，獨居老人社會經(jīng)濟地位對子女的經(jīng)濟支持有顯著正向影響，系數(shù)為0.080，社會經(jīng)濟地位越高的獨居老人，經(jīng)濟支持行為越積極；將社會經(jīng)濟地位和代際經(jīng)濟支持狀況共同代入模型中發(fā)現(xiàn)，社會經(jīng)濟地位對健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，系數(shù)也下降至0.007，代際經(jīng)濟支持行為通過中介效應檢驗。雖然自身經(jīng)濟地位較高，但子女的經(jīng)濟支持依舊能提高獨居老人的健康水平。究其原因，有研究認為中國傳統(tǒng)的“面子文化”在養(yǎng)老領(lǐng)域依舊適用，經(jīng)濟贍養(yǎng)彰顯了子女對老年人的回報與孝順，老年人因而更有面子(劉西國，2015)，從而易于獲得較高的健康水平。

第(4)～(5)列以生活照料為中介變量的估計結(jié)果，獨居老人社會經(jīng)濟地位對子女的照料支持影響不顯著，但將獨居老人社會經(jīng)濟地位和生活照料共同代入模型，子女照料行為對獨居老人健康貧困有顯著影響，且社會經(jīng)濟地位的系數(shù)變大。子女照料行為越積極，獨居老人健康貧困指數(shù)越低，但獨居老人的社會經(jīng)濟地位與其子女的照料行為之間并不存在統(tǒng)計學上的相關(guān)關(guān)系。由此可能的原因在于，生活照料依舊是家庭養(yǎng)老的剛性義務(wù)，子女的代際照料行為并不隨著老年父母的社會經(jīng)濟地位變化而有所差異。在養(yǎng)老照料領(lǐng)域，家庭都顯現(xiàn)出經(jīng)歷史“自然選擇”下強大的生命力。一方面，中國老人大多支持子女事業(yè)，對日常照料的要求并不苛刻。另一方面，不愿拖累子女、自我犧牲的養(yǎng)老倫理觀也是原因所在。獨居老人在生活上盡量自我解決照護問題，減少子女因照料可能造成的就業(yè)損失。這種努力源于他們根深蒂固的“家本位”觀念的現(xiàn)代延續(xù)，對整個網(wǎng)絡(luò)家庭的認同與對子代小家庭的體恤，讓他們在自我照料責任上付出更多。

第(6)～(7)列以精神慰藉為中介變量的估計結(jié)果，獨居老人社會經(jīng)濟地位對代際精神贍養(yǎng)有顯著正向影響，系數(shù)為0.036，社會經(jīng)濟地位越高的獨居老人，子女精神慰藉越積極；將社會經(jīng)濟地位和精神慰藉變量共同代入模型中，社會經(jīng)濟地位對健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，且系數(shù)由0.010下降至0.006，精神慰藉行為通過中介效用檢驗。說明代際情感支持有助于獨居老人身體機能的維持與恢復。其原因可能在于：一方面，代際交流頻率高有利于提高獨居老人自身存在感，可以減輕因獨居造成的精神壓力。另一方面，子女對獨居父母的精神慰藉可以降低其老年期負面事件(如患病、親人去世等)影響的概率，對其健康產(chǎn)生積極效應。

表6 代際支持行為的中介效應檢驗(男性)

進一步來看，代際支持行為對不同性別獨居老人的中介效應。對男性而言，子女的經(jīng)濟支持在社會經(jīng)濟地位對健康貧困的影響中起到了顯著的中介作用，結(jié)果如表6所示。第(2)～(3)列以經(jīng)濟支持為中介變量的估計結(jié)果，男性獨居老人社會經(jīng)濟地位對子女經(jīng)濟支持行為有顯著正向影響，系數(shù)為0.077。將社會經(jīng)濟地位和子女經(jīng)濟支持行為共同代入模型中，社會經(jīng)濟地位對健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，系數(shù)由0.010下降至0.007，經(jīng)濟支持的中介效應為0.002，占總效應的25%。第(4)～(5)列以生活照料為中介變量的估計結(jié)果，第(6)～(7)列以精神贍養(yǎng)為中介變量的估計結(jié)果未通過檢驗。

對女性獨居老人中介效應如表7所示，子女的經(jīng)濟支持和精神慰藉在女性獨居老人社會經(jīng)濟地位對健康貧困的影響中起到了顯著的中介作用。第(2)～(3)列以經(jīng)濟支持為中介變量的估計結(jié)果，女性獨居老人社會經(jīng)濟地位對子女收入有顯著正向影響，系數(shù)為0.084，將社會經(jīng)濟地位和經(jīng)濟支持共同代入模型中，社會經(jīng)濟地位對健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，且系數(shù)下降至0.007。第(4)～(5)列以生活照料為中介變量的估計結(jié)果，該變量并未通過檢驗，女性獨居老人社會經(jīng)濟地位對代際照料行為無顯著影響。第(6)～(7)列以精神慰藉為中介變量的估計結(jié)果，女性獨居老人社會經(jīng)濟地位對代際精神慰藉有顯著正向影響，系數(shù)為0.036，將社會經(jīng)濟地位和精神慰藉變量共同代入模型中，社會經(jīng)濟地位對健康貧困指數(shù)的影響顯著度下降，且系數(shù)由0.009下降至0.006。

表7 代際贍養(yǎng)行為的中介效應檢驗(女性)

5 結(jié)論與討論

本文通過“城市70歲及以上獨居老人狀況和需求調(diào)查”數(shù)據(jù)分析社會經(jīng)濟地位對獨居老人健康水平的影響作用，探究老年期健康差異的產(chǎn)生過程。研究發(fā)現(xiàn)：第一，從多維健康貧困的發(fā)生率與深度來看，獨居老人“帶殘生存”的問題不容忽視，且存在著較突出的組群不平等。相比之下，女性群體的健康貧困發(fā)生率和深度水平更高。女性早期生命歷程中資源的可及性、家庭資源分配的“邊緣化”，乃至勞動力市場的歧視等生活事件的積累，對其健康本身以及健康保障資源產(chǎn)生的影響最終導致了其健康的劣勢地位。

第二，健康不平等在我國不同社會經(jīng)濟地位的獨居老人群體中亦有體現(xiàn)，即社會經(jīng)濟地位較高的獨居老人易獲得良好的健康狀態(tài)，尤其體現(xiàn)在男性獨居老人群體。社會經(jīng)濟地位高的獨居老人，對健康生活方式追求的動機會越強，維持健康生活方式的能力越強(王甫勤，2011)。憑借自身的優(yōu)勢獲得更有營養(yǎng)的食品、好的住房及工作環(huán)境，以及有足夠的能力支付醫(yī)療及保健費用等，均可使得獨居老人獲得更好的健康水平。關(guān)注不同層級社會經(jīng)濟地位老人健康風險水平過大的差距應作為健康老齡化的工作重點。

第三，代際支持行為在不同社會經(jīng)濟地位老年群體中的分布狀態(tài)也有明顯差異。獨居老人社會經(jīng)濟地位越高，子女支持行為越強烈，老年父母維持健康生活的能力也越強。這說明子女對于獨居父母的代際支持行為有理性化傾向，不共居子女更傾向于給予擁有更高社會經(jīng)濟地位的獨居父母提供代際支持，尤其表現(xiàn)在經(jīng)濟支持與精神慰藉方面。這為社會經(jīng)濟地位影響獨居老人健康水平提供了解釋機制。而在養(yǎng)老照料領(lǐng)域，代際照料剛性義務(wù)更強，加之獨居老人更注重經(jīng)濟支持的養(yǎng)老“面子文化”與根深蒂固的“家本位”觀念，使得社會經(jīng)濟地位對照料慰藉的影響并不顯著。

本研究依舊存在一定的局限。首先，由于研究使用的是單一年份的截面數(shù)據(jù)，因而研究結(jié)果只能證明社會經(jīng)濟地位、代際支持與獨居老人的健康貧困存在相關(guān)關(guān)系，但卻對其因果性無法給予進一步的驗證。因病致貧、因病返貧會極大降低個人的社會經(jīng)濟地位，這一內(nèi)生性問題，后續(xù)我們會努力獲取更多年份的追蹤數(shù)據(jù)予以解決。第二，缺乏跨時空、跨地域的比較研究。由于單一年份數(shù)據(jù)，缺乏國家政策實施、社會結(jié)構(gòu)變遷等方面的動態(tài)研究，因而無法顯示隊列時期的影響特征；同時，本研究的對象僅是居住在城市的獨居老人，對存在的城鄉(xiāng)差異尚未進行探索，由于我國存在明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征，對地域異質(zhì)性的研究將有助于對一般規(guī)律的總結(jié)。未來在進行相關(guān)研究時，對這些問題更加注重深入探討。

總之，隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，獨居老人健康水平得以顯著提升，但經(jīng)濟地位帶來的老年期健康差異也表現(xiàn)明顯。我國不同性質(zhì)行業(yè)的勞動者就業(yè)時的工資待遇、退休后的養(yǎng)老金以及其他福利待遇差距，很大程度上造成了獨居老人老年期社會經(jīng)濟地位的差異。健康保障作為社會基本需求，被公認為是每一個現(xiàn)代化國家的公民基本權(quán)益。這賦予了政府為每位社會成員抵御風險提供基礎(chǔ)性保障的責任，并且這種權(quán)益的享受應與職業(yè)、身份、地位等附加條件無關(guān)。因而，當下獨居老人健康支持政策應重視縮小社會經(jīng)濟地位帶來的健康差距。

同時，獨居養(yǎng)老的普遍性與疾病譜系的轉(zhuǎn)變，當前社會存在大量老年家庭贍養(yǎng)需求。盡管社會養(yǎng)老體系逐步發(fā)展，但短期內(nèi)家庭養(yǎng)老模式仍發(fā)揮著關(guān)鍵的作用。對于社會經(jīng)濟地位較低的獨居老人而言，自身養(yǎng)老能力本身較弱，而得到的代際支持反而較少。因此，未來養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)與政策制定對這部分群體應優(yōu)先考慮。社會經(jīng)濟地位會影響獨居老人的健康水平，且這種影響可以通過其子女代際支持行為的變化發(fā)揮作用。倘若僅關(guān)注社會經(jīng)濟地位的健康效應而忽視代際支持行為背后隱藏的關(guān)鍵信息，那么獨居老人晚年健康福利仍舊無法得以保障。因此，應從僅注重個體健康福利延伸到對其代際家庭的關(guān)注，承認家庭照料者的社會價值，嘗試開展以家庭為整體的扶持政策，讓“家”真正成為獨居老人安享晚年的港灣。