傅 沂，程忠艷

（中南大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙410083）

一、問題提出

人口老齡化趨勢下，老年群體的生活質(zhì)量成為老齡研究的重要議題。另于2020年大規(guī)模爆發(fā)的新冠肺炎疫情中，約有60%以上的感染者為中老年人，該形勢下，有關(guān)老年人口的生存健康問題再次受到高度關(guān)注。據(jù)《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，截至2018年末，我國60歲以上老人占總?cè)丝诘?7.9%，老年撫養(yǎng)比為17%，已進入深度老齡化社會，養(yǎng)老問題成為急需解決的社會問題，而如何使老年人擁有健康良好的晚年生活，也是當前每個家庭及社會所需面臨的現(xiàn)實問題。

生活質(zhì)量是反映老年人生活狀況的最重要指標，通常將其定義為個人在一定生活文化和價值體系下對生活地位的看法、目標和期望。生活滿意度水平能較好地反映出老年人對當前生活質(zhì)量的評價，常作為衡量老年人生活質(zhì)量的標準。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在：第一，在總結(jié)以往研究的基礎(chǔ)上，本文在分析老年人生活質(zhì)量影響因素的同時，還對老年人樣本進行分組分析和邊際效應(yīng)分析，探究不同老年群體的生活質(zhì)量差異以及各變量對老年人不同生活質(zhì)量層次的邊際貢獻。同時，在核心自變量中引入相對收入、絕對收入、醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系、心理因素等變量，完善了老年人生活質(zhì)量的研究，結(jié)論更符合當前我國居民養(yǎng)老現(xiàn)狀。第二，選取2012、2016及2018年的CFPS跨期追蹤數(shù)據(jù)進行比較，以多層數(shù)據(jù)排除偶然性回歸結(jié)果的出現(xiàn)，能更好地解釋我國老年人生活質(zhì)量差異的來源和變化。第三，首次以基尼系數(shù)為不平等指標，利用夏普利差異分解方法，得出影響老年人生活質(zhì)量差異的主控因素及其貢獻度?？傊疚挠兄谏钊?、全面地解釋我國老年人生活質(zhì)量差異的形成，對未來我國養(yǎng)老方式的轉(zhuǎn)變、養(yǎng)老服務(wù)的提升、養(yǎng)老不平等程度的緩解以及養(yǎng)老政策的制定具有一定借鑒意義。

二、文獻綜述

國內(nèi)外有不少學(xué)者對生活滿意度及其相關(guān)的生活質(zhì)量、幸福感等概念展開過研究。如Ferrans（1992）指出生活滿意度是個體對生活重要領(lǐng)域體驗的認知和判斷，可將其視為定義生活質(zhì)量的重要指標[1]，而與Ferrans不同，Campbell（1976）、George（1980）等將生活質(zhì)量分為生活滿意度、自尊、功能健康和社會地位，并進一步將生活質(zhì)量劃分為主觀生活質(zhì)量和客觀生活質(zhì)量，認為生活滿意度僅能反映人的主觀生活質(zhì)量水平[2][3]。Shin（2017）等在將幸福感與滿意度進行比較后發(fā)現(xiàn)：幸福感能比滿意度更好地反映生活質(zhì)量，幸福感代表人的需求、期望、興趣與品位達到和諧時的持續(xù)感受，是一個多維涵義，而滿意度僅僅為幸福感中所包含的高興或快樂的情緒[4]。王阿妮（2019）等則先用滿意度來表示老人的主觀幸福感，再去衡量老人的生活質(zhì)量[5]。其他學(xué)者如Diener（2011）等將生活滿意度視為個人對生活質(zhì)量的理性評估[6]，而Augrist（1996）則認為生活滿意度涵蓋認知理性和情感感性[7]?？傊M管目前關(guān)于三者的關(guān)系及界定尚未形成統(tǒng)一標準[8][9]，但可以肯定的是，生活滿意度和幸福感都能在一定程度上反映生活質(zhì)量，并且以生活滿意度來衡量生活質(zhì)量的方式已得到了廣泛應(yīng)用[1][2][10][11]。鑒于此，本文也將以生活滿意度作為衡量老年生活質(zhì)量的標準展開研究。

對老年人生活滿意度影響因素的研究，最初多集中在心理學(xué)和社會學(xué)領(lǐng)域，初步證明的影響老年人生活滿意度的因素包括心理[12-14]、家庭關(guān)系[15][16]、收入水平[17][18]、健康狀況[19][20]等，之后，對滿意度的研究開始吸引經(jīng)濟學(xué)家的注意，經(jīng)濟學(xué)家多從收入差距、失業(yè)、規(guī)制等宏觀層面對老年人生活滿意度展開分析[21]。在后來的研究中，各學(xué)者在注重探究多個因素對老年人生活滿意度影響的同時，也開始聚焦于某一特定因素對老年人生活滿意度的影響。比如，有學(xué)者得出年齡是老年人生活滿意度的影響因子[22-24]，女性老年人生活滿意度更高[25]；在婚姻狀況中，有配偶老年人的生活滿意度高于無配偶老人[26]，且Berg（2006）進一步指出有無配偶對男性老年群體生活滿意度的影響更顯著[27]；健康狀況與社會活動是生活滿意度的強預(yù)測因子[28]，二者在影響老年人生活滿意度的因素中占據(jù)重要地位，且社會活動主要通過緩解老人的孤獨感，提升生活滿意度[29]；Jung（2010）將個人收入視為生活滿意度的最具影響力因素[30]，陳彩霞（2000）在分析農(nóng)村老年群體的滿意度時，得出經(jīng)濟獨立是決定農(nóng)村老年人晚年是否幸福的首要條件[31]；在中國傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式下，代際支持會對老年人生活滿意度產(chǎn)生影響，得出的主要結(jié)論為：代際支持對老年人生活滿意度有正反兩方面的作用[32]，代際支持對老年人生活滿意度起到積極作用[33]，只有代際間的雙向互惠才能顯著影響老年人的生活滿意度[34]。

此外，相關(guān)理論的產(chǎn)生也豐富了老年人生活質(zhì)量的研究。如在探討代際因素與老年人生活質(zhì)量的關(guān)系時，代際矛盾理論、代際團結(jié)理論、個人主義、利他主義能為分析代際變量對老年人生活質(zhì)量的影響提供新的解釋[35]；社會比較理論能解釋相對收入對老年人生活質(zhì)量的影響，Dumludag（2013）指出絕對收入的增加不能顯著改善老人的幸福感與滿意度，人們傾向與他人進行比較獲得滿足感，因而這也使得對生活質(zhì)量的研究開始轉(zhuǎn)向相對收入[36][37]；抱負水平理論認為，抱負和成就之間的差距決定了生活質(zhì)量，對生活期望較高的群體容易表現(xiàn)出不滿足，因此會出現(xiàn)高學(xué)歷老人生活滿意度低的情況；另外，生命歷程理論、動態(tài)老齡化理論與混沌理論能夠解釋老年群體的差異性[38]，角色學(xué)老年理論、活動理論、老年經(jīng)濟問題理論等同樣也在老年生活質(zhì)量研究中發(fā)揮重要作用。

綜上所述，現(xiàn)有文獻中有關(guān)于老年人生活質(zhì)量的研究大多圍繞某一特定時期老年人生活質(zhì)量的影響因素展開，但針對不同老年群體樣本的細化分析以及老年人生活質(zhì)量的差異分析相對缺乏，同時，盡管不少理論的產(chǎn)生可用于老年人生活質(zhì)量的研究，但我國學(xué)者卻很少將其應(yīng)用于這一領(lǐng)域。為彌補這一缺陷，本文使用CFPS三段跨期數(shù)據(jù)，在研究了最新公開數(shù)據(jù)樣本中老年人生活質(zhì)量影響因素的同時，還利用多種實證分析方法討論了不同時期不同老年群體生活質(zhì)量的差異以及差異來源，并嘗試利用相關(guān)理論對其進行解釋。除此之外，本文也在以往研究的基礎(chǔ)上，引入相對收入、絕對收入、醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系、心理因素等作為影響老年人生活質(zhì)量的變量，這不僅豐富了該領(lǐng)域的研究內(nèi)容，所得結(jié)論也將更有助于推動我國養(yǎng)老事業(yè)的發(fā)展。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

在考慮數(shù)據(jù)可得性的同時，為了使本文的研究結(jié)論更具代表性，特選取中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2012、2016、2018年的微觀截面數(shù)據(jù)進行分析。文章選取CFPS數(shù)據(jù)庫中60歲以上的老人為樣本主體，在剔除缺失值并對數(shù)據(jù)做整理后，2012、2016和2018年分別得到有效樣本4851份、6593份和6769份。與以往同類調(diào)查數(shù)據(jù)相比，本文采用的CFPS跨期追蹤數(shù)據(jù)能有效減輕橫截面數(shù)據(jù)在因果方面存在的固有缺陷及避免因一次數(shù)據(jù)調(diào)查帶來的偶然性[39]，同時可更好地反映隨時間改變，各因素對老年人生活滿意度的影響情況。

（二）變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計

本文的被解釋變量為老年人的生活滿意度，對生活滿意度的描述來自問題“您對自己當前的生活滿意程度打幾分？”的回答。CFPS在調(diào)查中讓受訪者按1～5分對自己當前生活狀況的滿意程度進行打分，1分表示對當前生活狀況的滿意度為“非常不滿意”、2分表示“不滿意”、3分表示“一般”、4分表示“滿意”、5分表示“非常滿意”，分數(shù)越高表示老年人對當前生活越滿意，生活質(zhì)量也就越好。

同時，本文根據(jù)有關(guān)理論及前人的研究經(jīng)驗將核心解釋變量分為五類：個體特征變量、代際支持變量、經(jīng)濟狀況變量、社會支持與社交關(guān)系變量、心理變量。個體特征變量包括年齡、性別、城鄉(xiāng)分布、婚姻狀況、老人自身學(xué)歷、配偶學(xué)歷、健康狀況等；代際支持變量包括老人是否照料孫輩、代際間的經(jīng)濟支持以及父母與子女的見面頻率；經(jīng)濟狀況變量，先對家庭總收入做對數(shù)處理，避免數(shù)據(jù)過大的現(xiàn)象。經(jīng)濟變量除包含全年家庭總收入對數(shù)（絕對收入）外，也將老人自評的在本地的經(jīng)濟收入檔次視為相對收入水平納入分析范疇，1～5分別表示從“低層次”到“高層次”的收入級別。社會支持與社會關(guān)系變量包含老人是否享有養(yǎng)老保險、是否享有醫(yī)療保險，當?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生條件及人際關(guān)系。其中，醫(yī)療衛(wèi)生條件參考個人對看病條件的滿意度，對看病條件越滿意意味著醫(yī)療衛(wèi)生條件越好；心理變量包括老人的孤獨感和對自己未來生活的信心程度。變量的描述性統(tǒng)計如表1，可以看出生活滿意度、相對收入、保險參與率、人際關(guān)系、未來生活信心度等變量的均值隨時間上升，表明自1978年改革伊始到如今的40年間，經(jīng)濟增長與社保完善帶來的紅利明顯。同時，我國老人也越發(fā)缺乏關(guān)愛和陪伴，孤獨感上升。

（三）模型選擇

研究的因變量為生活滿意度，屬于有序多分類離散變量，因而傳統(tǒng)的多元線性回歸并不合適。Order-Logit回歸模型從概率的角度構(gòu)建模型，適應(yīng)于有序離散變量，可對生活質(zhì)量的影響因素做有效分析。本文設(shè)定的基本回歸模型如下：

表1 描述性統(tǒng)計

其中，Yi為第i個受訪者的生活滿意度，εi為隨機擾動項，包括所有未被包括到模型中但會影響老年人生活滿意度的因素。

四、實證分析

（一）不同群體老年人的生活滿意度差異

為直觀地看到不同老年群體的生活滿意度差異，表2～表3對2018年不同老年群體的生活滿意度狀況進行了統(tǒng)計檢驗（t檢驗分析與方差分析）。結(jié)果顯示：除城鄉(xiāng)分布、教育程度變量外，不同特征老年群體的生活滿意度存在顯著差異。其中，年齡及健康狀況不同的老年人生活滿意度差異最高，而不同性別、不同婚姻狀況老人間的生活滿意度差異相對較小。該統(tǒng)計方法可大致反映出不同群體老年人的生活滿意度差異，若想得到更為切實的信息，需進一步對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析。

（二）老年人生活滿意度的影響因素分析

1.橫截面數(shù)據(jù)分析

利用Order-Logit模型，分析最新公開樣本數(shù)據(jù)2018年老年人生活滿意度的影響因素。表4中，回歸（1）考察了個體特征對老年生活滿意度的影響，（2）在回歸（1）的基礎(chǔ)上納入了代際支持變量，（3）在（2）的基礎(chǔ)上納入了經(jīng)濟收入變量，（4）則在（3）的基礎(chǔ)上納入了社會支持與社會關(guān)系變量以及心理變量，四個模型的P 值均顯著，模型整體顯著性較好。由于模型分析所采用的啞變量較多，因而需驗證變量間是否存在多重共線性，通過VIF 檢驗表明4次回歸均不存在嚴重的多重共線性問題，可作為分析依據(jù)。

回歸（1）中，年齡、性別、婚姻、城鄉(xiāng)分布、健康狀況對老年人生活滿意度有顯著影響，而老人自身教育程度及其配偶教育程度的影響卻不顯著。這可能的解釋為：2018 年我國老年人自身學(xué)歷均值為1.047，其配偶學(xué)歷均值為1.097，雙方均接近于文盲和半文盲水平，這可能會使老人的生活方式以及所從事的工作對學(xué)歷要求不高或與學(xué)歷相關(guān)性較弱，從而出現(xiàn)教育變量對老人生活滿意度不顯著的情況。從OR值來看，高齡老人對生活感到滿意的可能性比低齡老人高57.1%，駱為祥等（2011）指出不同年齡標志著不同的生理機能狀況、生命周期階段與心智成熟程度，高齡時期老人的心智成熟、經(jīng)驗老到，由此容易生發(fā)出經(jīng)歷世事的滿足感，而低齡老人相應(yīng)面臨更多生活的困擾，易產(chǎn)生不滿情緒[23]。此外，女性老人的生活滿意度高于男性，無配偶老人的生活滿意度低于有配偶的老人，這是因為有配偶能夠顯著降低老人抑郁的發(fā)生，對老人的生活起到積極作用[40]。相對比城市老人，農(nóng)村老人的生活滿意度更高，這是因為隨我國農(nóng)村養(yǎng)老保障政策的不斷完善，農(nóng)村老人的生活水平提高，另結(jié)合社會比較理論，人們通常會選擇和自己相似的人評比[41]，居住在農(nóng)村的老人會和當?shù)厝巳憾浅鞘腥巳鹤鞅容^，因而農(nóng)村老人自評滿意度可能會高于城市。健康會促進老人生活滿意度的提升，與年輕人相比，老人的各項機能加速衰退，健康對老人生活質(zhì)量的重要性符合健康發(fā)展的自然變化規(guī)律。

表2 不同年齡、性別、婚姻狀況、城鄉(xiāng)分布的老年人的生活滿意度差異

表3 不同學(xué)歷、不同配偶學(xué)歷、不同健康狀況老年人的生活滿意度差異

表4 我國老年人生活滿意度的影響因素（2018年橫截面數(shù)據(jù)）

續(xù)表

回歸（2）在（1）的基礎(chǔ)上引入了代際支持變量。（2）的回歸結(jié)果顯示：老人對孫輩的照料、父母對子女的經(jīng)濟支持對老人生活滿意度的影響不顯著，這可能與我國老人仍存的“為子女提供幫助”理所當然的傳統(tǒng)觀念有關(guān)，傳統(tǒng)觀念的存在使以上代際變量無法影響老人生活質(zhì)量。與子女經(jīng)常見面、可獲得子女經(jīng)濟幫助的老人生活滿意度更高，本文認為子女與老人之間存有“代際團結(jié)”關(guān)系，子女的支持傳遞著對老人的孝道和關(guān)愛，使老人感到更有面子、更自豪，同時與子女見面頻率較高的老人往往和子女生活在一起，這類老人能幫助子女照料家務(wù)，也會對自己產(chǎn)生更多價值認同感。代際團結(jié)能使子女與父母間單純的“贍養(yǎng)”或“啃老”關(guān)系變?yōu)椤盎ハ鄿嘏钡挠H情關(guān)系，使子女與老人的相處更加和諧，老人的生活滿意度相應(yīng)更高。

引入經(jīng)濟變量，得到回歸（3）?；貧w（3）顯示：相對收入水平對老年人生活滿意度具有顯著正向作用，這驗證了Cheung（2016）及Schalembier（2019）的結(jié)論[42][43]，Vohs et al（2006）曾指出相對收入水平較高的老人在對他人進行定位時，能從中獲得更多自豪感，相應(yīng)生活質(zhì)量評價就會上升[44]。此外，在對樣本數(shù)據(jù)進行整理時發(fā)現(xiàn)，不少實際收入為中等的老人卻對自身收入等級評價較高，從而其對生活滿意度的打分也較高，這進一步表明相對收入水平與老年人生活滿意度之間存在關(guān)聯(lián)?；貧w（3）中還顯示：家庭收入對老人生活滿意度影響不顯著，這說明當下家庭收入不是老年人生活所需的主要經(jīng)濟來源，老人更愿意依靠自己的經(jīng)濟實力去享受生活。

進一步將社會支持與社交關(guān)系變量、心理變量引入模型，得到回歸（4）。在社會支持和社會關(guān)系變量中，養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險對老年人生活滿意度的影響并不顯著，這與我國城鄉(xiāng)養(yǎng)老制度、醫(yī)療制度的改革有關(guān)，經(jīng)改革2018年我國老年人養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險覆蓋率分別高達64.8%和93.5%，這使得保險給老人帶來的效用相對弱于其他因素，比較而言，老人更加注重醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善。另外，老人在退休之后，逐漸遠離社會，良好的人際關(guān)系可使老人的生活更加豐富樂觀，從而生活滿意度也會更高。心理變量中，孤獨感會降低老年人的生活滿意度，而若老人對未來的生活充滿信心，其生活質(zhì)量會更好。

2.追蹤數(shù)據(jù)分析

我們使用2016年與2012年的追蹤數(shù)據(jù)對上文的研究結(jié)論進行檢驗，同時分析不同因素對老年生活滿意度影響的變化。追蹤數(shù)據(jù)變量與表4仍保持一致，（5）和（6）分別為2016、2012年的回歸結(jié)果。

表5 老年人生活滿意度的影響因素（追蹤數(shù)據(jù)分析）

續(xù)表

分析結(jié)果顯示：就個體特征而言，2016年我國城鎮(zhèn)化進程的加快使戶籍為城市的老年人生活滿意度更高，而2012年我國城鄉(xiāng)差距相對較小，城鄉(xiāng)因素對老年人生活滿意度的影響并不顯著。同時，回歸（5）還顯示學(xué)歷越高的老年人其生活滿意度反而低，這主要是由于在2016年樣本中低學(xué)歷老人的總體生活滿意度評價高于初中或以上學(xué)歷老人，結(jié)合抱負水平理論，受教育程度越高的老人對生活質(zhì)量和層次的要求也越高，易對生活表現(xiàn)出不滿。

在代際關(guān)系變量中，2012 年的回歸結(jié)果表明見面頻率的增加能提升老年人的生活滿意度，而2016年中見面頻率、照料孫輩等隔代變量對老年人的生活滿意度產(chǎn)生了負面效應(yīng)。這可能的解釋為：代際間往往在價值觀念、行為方式等方面存在矛盾，在2016年樣本中，多數(shù)老人在與子女一起生活以及照料孫輩時，可能會因生活、育兒等觀念的不同發(fā)生矛盾，從而降低老人生活滿意度。另外，瞿小敏（2015）指出老年人在與子女相處的過程中會表現(xiàn)出利他性，因此為子女提供經(jīng)濟幫助能提高老年人的生活滿意度[45]，這一觀點也在回歸（6）中得到了驗證。

經(jīng)濟收入變量中，（5）與（6）的回歸結(jié)果均表明家庭收入對老年人的生活滿意度有顯著促進作用，這說明過去幾年里我國老年人對家庭的經(jīng)濟依賴性相對較高。社會支持變量中，2016年里養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險對老年人的生活滿意度有顯著正向影響，而在2012年兩變量的影響并不顯著。這可能的解釋為：在統(tǒng)計學(xué)意義上，2012年我國老年人養(yǎng)老保險的覆蓋率非常低，這會造成變量在回歸時不具有顯著性意義；另外，2016年為我國養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險普及的過渡時期，該年度我國養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險的覆蓋率較2012年有大幅提高，這使得保險參與所帶來的紅利可顯著提高老年人的生活滿意度。在心理因素變量中，（5）和（6）的回歸結(jié)果均表明孤獨感會降低老年人的生活滿意度，未來生活信心度的增加則對老年人的生活滿意度有促進作用。

綜合2012、2016、2018 年的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：不同年份中，我國老年人生活質(zhì)量的影響因素發(fā)生了變化。首先，相對于其他年份，2018年中我國城市老人的生活滿意度低于農(nóng)村，家庭收入、學(xué)歷水平、是否照料孫輩等變量對老年人生活滿意度的影響不再顯著。另外，在三期回歸分析中，相對收入水平、醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系以及心理變量均對老年人的生活質(zhì)量有較為明顯的影響，這充分說明即使考慮時間變化，經(jīng)濟、醫(yī)療、社交、心理都是老年人持續(xù)重視和關(guān)注的要素。

3.異質(zhì)性分析

不同的老年群體存在背景、需求、能動性差異，因此有必要對老年群體進行異質(zhì)性分析。結(jié)合之前的回歸結(jié)果及我國老年人特點，對2018年樣本做年齡、性別和城鄉(xiāng)分組回歸。

表6 不同群體老年人生活滿意度的影響因素

續(xù)表

表6中顯示：城鄉(xiāng)差異中，子女的經(jīng)濟支持能顯著提高城市老年人的生活滿意度，但該變量對農(nóng)村老人無影響，王萍（2019）指出農(nóng)村老人在年邁時單方面接受子女的經(jīng)濟幫助會產(chǎn)生更多負疚感，從而不利于其生活滿意度的良好發(fā)展[46]。其次，城市老人更渴望子女的情感支持，而農(nóng)村老人更看重醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善，經(jīng)濟改革后，我國城鄉(xiāng)在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)方面的不平等程度更大，這使得農(nóng)村老人更加渴望良好的醫(yī)療條件與醫(yī)療平等。性別分組中，子女的經(jīng)濟支持對母親生活滿意度具有正向影響，而情感慰藉則顯著改善父親的生活滿意度，且已婚男性生活滿意度更高。分年齡回歸中，有配偶、身體健康的低齡老人生活滿意度更高，代際間的經(jīng)濟與精神支持能顯著提升低齡老人的生活滿意度，相對收入水平、人際關(guān)系以及心理因素對高齡、低齡老人均有顯著影響。

4.邊際效應(yīng)分析

基于Order-Logit 回歸，對2018年的樣本數(shù)據(jù)做邊際分析，以進一步得出各解釋變量對老年人生活質(zhì)量的邊際效應(yīng)。從個體特征來看，個體特征為高齡、女性、有配偶的老人其生活滿意度為“非常滿意”的概率將分別提高0.1113、0.533、0.035，健康水平的增強能使老人感到“非常滿意”的概率提高0.0496，而若老人來自城市，其感到“非常滿意”的概率會下降0.0354。代際變量與經(jīng)濟變量中，子女的經(jīng)濟以及情感支持可使老人感到“非常滿意”的概率提升0.0244和0.0144，當老人的相對收入水平增加時，其生活滿意度為“非常滿意”的概率會增加0.1189。其他變量中，孤獨程度的加深可使老人感到“非常滿意”的概率顯著降低0.0494，醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系的改善以及未來生活信心度的增加可使老人感到“非常滿意”的概率分別提高0.0554、0.1117、0.3336，且未來生活信心度對“非常滿意”的邊際效應(yīng)最高。

表7 個體特征變量的邊際效應(yīng)分析

表8 代際變量、經(jīng)濟變量的邊際效應(yīng)分析

表9 社會關(guān)系與社會支持變量、心理因素變量的邊際效應(yīng)分析

（三）老年人生活滿意度的差異分解

本文采用的差異分解方法為夏普利值分解法。夏普利值分解法最早由Shorrocks（1999）提出，其以合作博弈論為基礎(chǔ)，用于衡量自變量對因變量的影響差距[47]。夏普利值分解法的大致框架為：在得出某一特定時期的決定函數(shù)后，對其中某一自變量X取均值，之后將X的均值與其他變量的實際值納入決定函數(shù)，得出該條件下的因變量水平，并計算出因變量的不平等指數(shù)a；此后，再將所有變量的實際值納入決定函數(shù)，得出實際水平下因變量的不平等指數(shù)b，則a與b的差值即為X對因變量差距的貢獻。夏普利值分解法能準確反映自變量對因變量差異的貢獻程度，得到了廣泛應(yīng)用。

綜合以上分析，借助夏普利值分解方法，選定年齡、性別、婚姻狀況、城鄉(xiāng)分布、健康狀況、相對收入水平、醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系、代際支持、心理因素等變量做老年生活滿意度差異分解，文中利用stata15軟件，采用收入差距領(lǐng)域普遍使用的基尼系數(shù)為不平等指標，得出各解釋變量對老年生活滿意度差異的貢獻度。在進行分析之前，需對被解釋變量做一些處理，借鑒Van Doorslaer（2003）的方法，對有序離散被解釋變量進行縮放，使縮放后的變量值位于[0，1]區(qū)間內(nèi)，這樣做的好處在于變量縮放能有效減輕由于離散變量值過大帶來的誤差[48]，使計算結(jié)果更加準確。

表10 老年生活滿意度的夏普利分解

圖1 2012、2016、2018年不同因素對老年人生活滿意度差異的貢獻度

表10中，以基尼系數(shù)衡量的老年生活滿意度差異分別為 0.1098、0.0501、0.0785，表明我國老年人生活滿意度的差異水平隨時間擴大，同時，從三個時期各因素貢獻額的變化來看，2018 年相對收入、心理因素、人際關(guān)系對老年生活滿意度差異的貢獻額最高，醫(yī)療條件與健康狀況對老年生活滿意度差異的貢獻額先上升后下降，而見面頻率、年齡、性別等變量對老年生活滿意度差異的貢獻額先下降后上升。整體來看，在三個時期中，相對收入水平仍是擴大老年人生活滿意度差異的最主要因素，僅次于相對收入水平，未來生活信心度、人際關(guān)系、孤獨感以及醫(yī)療衛(wèi)生條件對擴大老年人生活滿意度差異也有較高的貢獻度，這意味著老人更加注重自己的相對收入層次，同時老人也更加希望擁有健康的心理狀態(tài)、良好的社交關(guān)系和更有保障的醫(yī)療條件。另相對于排名前幾位的變量，性別、城鄉(xiāng)分布等個人特征變量對老年生活滿意度差異的貢獻度隨時間下降，不難發(fā)現(xiàn)，這與我國男女地位的日漸平等以及新型城鎮(zhèn)化政策的實施息息相關(guān)。此外，父母與子女間的經(jīng)濟互惠雖對老年人生活滿意度有影響，但該變量對老年生活滿意度差異的貢獻度卻不高，可能的原因為：一是我國代際間的經(jīng)濟互惠比例不平衡，且已有證據(jù)表明只有代際間的雙向互惠才能顯著改善老年人的生活滿意度[43][44]，因此會發(fā)生單向經(jīng)濟支持對老年人生活滿意度貢獻不高的情況；二是我國老年人的能動性逐漸增強，對子女的依賴減輕，這使得代際關(guān)系對老年人生活滿意度差異的影響降低。

五、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

在對不同群體老年人的生活滿意度進行分析時，發(fā)現(xiàn)與不同性別、不同婚姻狀況的老人相比，年齡及健康狀況不同的老年人生活滿意度差異最高。同時，經(jīng)回歸發(fā)現(xiàn)：不同時期，各變量對老年人生活滿意度的影響方向和程度存在差異，且除了個體特征以及代際因素外，相對收入水平、醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系、心理因素等變量也對老年人生活質(zhì)量有顯著影響。

不同分組下的老年人生活質(zhì)量存在差異。城鄉(xiāng)差異中，年齡、婚姻等只對城市老人的生活滿意度產(chǎn)生影響，且城市老人更渴望子女的精神支持，農(nóng)村老人受醫(yī)療衛(wèi)生條件的影響更大，而心理因素對二者均有影響。就性別來說，子女的經(jīng)濟支持對母親生活滿意度具有顯著正向影響，情感慰藉則能促進父親生活滿意度的提升，心理因素對二者的影響均顯著。對于年齡，高齡男性老人對生活滿意的發(fā)生高于女性，婚姻狀況、子女的經(jīng)濟與情感支持對低齡老人生活滿意度作用顯著，但對高齡老人無影響，且高齡老人受健康水平的影響更大。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示：個體特征中，年齡變量對生活滿意度為“非常滿意”的邊際貢獻最高，女性、有配偶、健康的老人感到“不滿意”和感到“一般”的概率會下降，而若老人來自農(nóng)村，其感到“非常滿意”的概率會上升0.0354。代際變量與經(jīng)濟變量中，見面頻率的增加能使老人感到“非常滿意”的概率提升0.0144，相對收入對“非常滿意”的正向效應(yīng)以及對“不滿意”的負向效應(yīng)最高。其他變量中，未來生活信心度的增加對“非常滿意”的正向效應(yīng)最大，人際關(guān)系變量次之，而醫(yī)療衛(wèi)生條件和孤獨感則分別對“非常滿意”變量產(chǎn)生正向和負向效應(yīng)。

夏普利分解結(jié)果顯示：隨時間推移，我國老年人生活質(zhì)量的差異程度在擴大，且相對收入、人際關(guān)系、心理因素等變量對老年人生活質(zhì)量差異的貢獻度出現(xiàn)突升，而老人主要個體特征對其生活質(zhì)量差異的貢獻度在下降。其次，個體特征變量對老年生活滿意度差異的貢獻度遠遠小于相對收入、人際關(guān)系、心理因素、醫(yī)療衛(wèi)生條件等變量，這表明我國老人在經(jīng)濟、社交、個人情緒與醫(yī)療服務(wù)層面有更多需求。另外，當下代際變量對擴大我國老年人生活質(zhì)量差異的貢獻率總和不足2.1%，反映出當前我國老年人自主性和主動性增強，能夠主動安排晚年生活，有了更多的經(jīng)濟獨立與生活獨立空間。

（二）政策建議

分析老年人生活質(zhì)量及其差異的影響因素有助于我們有針對性地提升養(yǎng)老服務(wù)，且具體可通過以下幾種方式來改善老人的生活質(zhì)量：

首先，應(yīng)為不同群體的老人提供差異性養(yǎng)老服務(wù)。2020年我國將全面進入小康社會，屆時將更加強調(diào)社會服務(wù)的公平性、全面性，因而為促進養(yǎng)老公平，對于不同的老年群體，養(yǎng)老服務(wù)的供給應(yīng)區(qū)別開來。比如相對低齡老人，高齡女性老人更重視健康及人際關(guān)系，有配偶以及配偶受過教育的老人生活質(zhì)量更好。因而在提供養(yǎng)老服務(wù)時，可建立老年分類管理機制，給予高齡及高齡女性老人更多的關(guān)愛和幫助，同時注重將醫(yī)療機構(gòu)、老年文化活動交流中心引進社區(qū)，以為老人提供更多的醫(yī)療資源與社會交往機會，另還可設(shè)立老年大學(xué)項目，鼓勵社區(qū)退休教師發(fā)揮余熱，豐富老人的基本知識素養(yǎng)。相對比城市老人，收入水平與醫(yī)療衛(wèi)生條件對農(nóng)村老人生活質(zhì)量的影響較大，因而要優(yōu)先發(fā)展農(nóng)村老人的看病、照護等服務(wù)，給予農(nóng)村低收入老人更多的看病、照護優(yōu)惠，推廣養(yǎng)老保險與農(nóng)村醫(yī)療保險的結(jié)合，讓農(nóng)村老人愿意主動去醫(yī)院治病，政府在為農(nóng)村老人提供養(yǎng)老服務(wù)時要關(guān)心老人的經(jīng)濟承受能力與基本保障，對城市老人則要在完善基礎(chǔ)性服務(wù)的基礎(chǔ)上發(fā)展?jié)M足老年人多層次需要的養(yǎng)老服務(wù)。男性老人更加渴望子女的情感支持，尤其是男性孤寡老人更加需要子女陪伴，因而在養(yǎng)老服務(wù)供給過程中應(yīng)將代際因素考慮進去，多增加男性老人與子女間的互動機會，同時可利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)建立代際間的智能化交流渠道。最后，養(yǎng)老服務(wù)歸根結(jié)底為居家養(yǎng)老的外化補充，養(yǎng)老服務(wù)供給要符合傳統(tǒng)、倫理、家庭及個人思想觀念與需求。

再者，應(yīng)從擴大老年人生活滿意度差異的主要因素入手來提高養(yǎng)老質(zhì)量，促進養(yǎng)老公平。相對收入水平為擴大老年人生活滿意度差異的最主要因素，而相對收入水平會受到收入不平等程度與老人總體生活條件的影響[45]，因而政府需建立更為公正合理的收入分配制度與退休制度以降低養(yǎng)老服務(wù)獲取差距和保障低收入老年群體的晚年生活，同時，政府也應(yīng)盡快建立養(yǎng)老服務(wù)兜底制度，通過為貧困、失偶、獨居、殘疾、文盲等老人提供更廣泛的社會保障以改善弱勢、低收入老年群體的總體生活條件。另外，心理因素、醫(yī)療衛(wèi)生條件、人際關(guān)系對擴大老年人生活質(zhì)量差異也有較多貢獻，因而在提供養(yǎng)老服務(wù)時，也要著重考慮為老人提供專業(yè)的心理疏導(dǎo)服務(wù)和醫(yī)療照護服務(wù)，同時，子女還可鼓勵老人走出家門參與老年社會活動，通過參與社會活動來培養(yǎng)良好的人際關(guān)系，讓老人重新融入社會，獲取自我認同感。

最后，可發(fā)展以“醫(yī)養(yǎng)結(jié)合”為核心的養(yǎng)老地產(chǎn)項目，養(yǎng)老地產(chǎn)是以養(yǎng)老、養(yǎng)生為主題，以地產(chǎn)為載體，以養(yǎng)老化設(shè)計為標準的地產(chǎn)項目[49]，醫(yī)養(yǎng)結(jié)合式養(yǎng)老地產(chǎn)能為老人提供專業(yè)的養(yǎng)老服務(wù)和醫(yī)療看護，可以很好地解決老人的照護問題以及老年病、突發(fā)病的治療問題，能系統(tǒng)性地保障老人的健康和生活需求。同時，還可考慮將養(yǎng)老地產(chǎn)項目引進社區(qū)，對社區(qū)進行適老化改造，社區(qū)養(yǎng)老能為代際間的雙向互惠提供便利條件，在保證老人養(yǎng)老需要的同時使子女與老人的關(guān)系更為密切。