趙曉航，李建新

（1.中國社會(huì)科學(xué)院 社會(huì)發(fā)展戰(zhàn)略研究院，北京 100732；2.北京大學(xué) 社會(huì)學(xué)系，北京 100871）

一、引言

喪偶被認(rèn)為是最令人痛苦的生命事件之一，它常常伴隨著喪偶者在經(jīng)濟(jì)資源、社會(huì)資本和身心健康等方面的損失。［1］喪偶老年人是喪偶者的構(gòu)成主體，在全球人口老齡化不斷加劇的背景下，如何保障喪偶老年人的生活質(zhì)量和身心健康已引起學(xué)者和政策制定者的廣泛關(guān)注。作為世界上擁有最多老齡人口的國家，中國正面臨和喪偶老年人有關(guān)的各種社會(huì)問題。2010年我國的男性和女性喪偶者數(shù)量分別為1 419萬人和3 345萬人。［2］中國人的婚姻大約持續(xù)47年，當(dāng)配偶去世以后，老年男性的平均存活期大約為11 年，女性約為15 年。當(dāng)一位男性60 歲時(shí)，他的喪偶概率接近5%，即在他60 歲前，其配偶去世的概率約為5%，這一概率在女性中為15%。男性的最終喪偶概率為33%，而女性為67%。［3］預(yù)計(jì)2050 年我國60 歲及以上的喪偶人口規(guī)模將達(dá)到1.18 億左右，包括約2 391 萬男性和9 449萬女性。［4］日益增長的喪偶老年人口規(guī)模將大幅增加我國的家庭和社會(huì)保障體系負(fù)擔(dān)。

大量研究指出喪偶不利于老年人的健康。具體而言，喪偶增加了老年人患抑郁、［5-7］身體殘疾、［8］認(rèn)知功能損傷［9］和心血管疾?。?0］的概率并使死亡風(fēng)險(xiǎn)增加。［11］不過，目前很少有研究探討中國老年人口中喪偶與健康衰退之間的因果關(guān)系以及可行的保護(hù)因素。為拓展關(guān)于喪偶影響的研究，本文利用“中國老年人健康影響因素跟蹤調(diào)查”（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS）多期數(shù)據(jù)分析喪偶對(duì)多種健康后果和健康行為的影響，探討社會(huì)連結(jié)如何調(diào)節(jié)這些影響?！吧鐣?huì)連結(jié)”（Social ties）是社會(huì)學(xué)和社會(huì)流行病學(xué)領(lǐng)域的概念，它指的是個(gè)體和其所屬的初級(jí)群體（Primary group）或次級(jí)群體（Secondary group）成員之間的聯(lián)系與互動(dòng)。［12］初級(jí)群體具有規(guī)模小、非正式、親密和關(guān)系持久等特點(diǎn)，其成員主要包括家人、親戚和朋友。次級(jí)群體往往通過工作機(jī)構(gòu)、志愿組織和宗教團(tuán)體等建立起來，是一種相對(duì)正式的、具有一定目標(biāo)和規(guī)則的群體。本文所謂的社會(huì)連結(jié)特指個(gè)體和初級(jí)群體之間的聯(lián)系與互動(dòng)。我們從個(gè)人與配偶的連結(jié)、與子女的連結(jié)和與朋友的連結(jié)這三個(gè)維度表現(xiàn)研究對(duì)象的社會(huì)連結(jié)水平，分別通過婚姻質(zhì)量、子女支持和打牌/麻將的頻率三個(gè)指標(biāo)來衡量社會(huì)連結(jié)水平的三個(gè)維度。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）喪偶與健康之間的關(guān)系

學(xué)者們主要從婚姻資源和壓力兩個(gè)角度解釋喪偶損害健康的原因。［9］婚姻資源模型認(rèn)為人們可以直接從配偶身上獲得有益于健康的社會(huì)、心理和經(jīng)濟(jì)資源，喪偶減少了這些資源，進(jìn)而損害健康。例如，相較于有配偶的老年人，喪偶老年人對(duì)于衛(wèi)生保健服務(wù)的使用效率更低；［13］更有可能因家庭收入降低而減少營養(yǎng)攝??；［14］喪偶老年人進(jìn)行人際互動(dòng)的頻率更低從而限制了對(duì)自身的認(rèn)知刺激，加速其認(rèn)知功能退化。［9］壓力模型認(rèn)為喪偶者需要花費(fèi)精力適應(yīng)由喪偶引發(fā)的各類損失和原有生活狀態(tài)的改變，因此喪偶是一種壓力生命事件（Stressful life event）。［1］由喪偶引起的壓力首先對(duì)喪偶者心理健康產(chǎn)生負(fù)面影響，繼而損害其身體健康和認(rèn)知健康，最終影響其生存。［9］同時(shí)，既出于排解喪偶?jí)毫Φ男枰?，也由于缺乏配偶的監(jiān)督，喪偶者更可能發(fā)生健康風(fēng)險(xiǎn)行為，如吸煙、飲酒和濫用藥物等。［15］

不過，也有一些研究得出了相反的結(jié)論，指出喪偶對(duì)健康的影響并不總是負(fù)面的。由于人們在去世之前往往患病，因照料生病的配偶而產(chǎn)生的身心負(fù)擔(dān)會(huì)損害照料者的健康。［16］而在喪偶以后，照料病患的重?fù)?dān)不復(fù)存在，此時(shí)照料者的健康行為比喪偶前有所改善。［17］在喪偶過后的一定時(shí)期內(nèi)，存活一方的身心健康甚至顯著優(yōu)于有配偶時(shí)的狀態(tài)。［18］另外，由于在喪偶以后有了更多的閑暇時(shí)間，不少人會(huì)更加頻繁地鍛煉身體，［19］從而有益于健康。鑒于多數(shù)研究認(rèn)為喪偶是重要的壓力生命事件，而壓力有害于人們的身心健康，本文嘗試提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：喪偶會(huì)損害老年人的健康。

（二）社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶影響的調(diào)節(jié)作用

已有研究證明建立優(yōu)質(zhì)的社會(huì)連結(jié)有利于健康并能夠降低死亡風(fēng)險(xiǎn)，社會(huì)連結(jié)對(duì)健康的影響不僅體現(xiàn)在社會(huì)連結(jié)對(duì)健康的主效應(yīng)中，也體現(xiàn)在社會(huì)連結(jié)有助于緩解壓力對(duì)健康的損害。［20］整體而言，積極的社會(huì)連結(jié)通過弱化壓力反應(yīng)（Stress response）和優(yōu)化健康行為來降低由壓力帶來的健康風(fēng)險(xiǎn)。［21］鑒于喪偶是重要的壓力生命事件［1］以及喪偶可能在一定程度上影響健康行為，［15］筆者推測社會(huì)連結(jié)能夠在一定程度上調(diào)節(jié)喪偶和健康之間的關(guān)系。不過，也有研究指出積極的社會(huì)連結(jié)并沒能有效緩解由喪偶導(dǎo)致的生活滿意度下降。［22］這一發(fā)現(xiàn)對(duì)社會(huì)連結(jié)發(fā)揮緩沖作用的有效性提出了質(zhì)疑。鑒于配偶、成年子女和朋友（或社區(qū)成員）是影響老年人健康的最重要的社會(huì)交往對(duì)象，［23］本研究將探討婚姻質(zhì)量、子女支持水平和打牌/麻將頻率這三個(gè)維度的社會(huì)連結(jié)如何調(diào)節(jié)喪偶對(duì)健康水平的影響。

以往研究指出婚姻對(duì)于健康的影響因婚姻質(zhì)量的不同而存在差異。在已婚人群中，婚姻不幸福的人健康水平比婚姻和諧的人更低。［24］此外，婚姻既可能給人們帶來支持，也可能帶來壓力，而配偶?jí)毫?duì)健康的消極作用甚至強(qiáng)于配偶支持對(duì)健康的積極作用。［25］以往來自美國的證據(jù)表明婚姻質(zhì)量在喪偶和健康之間的關(guān)系中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用，與高質(zhì)量婚姻的解體相比，低質(zhì)量婚姻的解體對(duì)心理健康的損害更小，也帶來了更低的死亡風(fēng)險(xiǎn)。Carr 等發(fā)現(xiàn)婚姻質(zhì)量越高則喪偶者的抑郁水平越高。［26］Williams和Umberson指出婚姻不和諧的人在喪偶以后抑郁水平降低，同時(shí)生活滿意度升高。［27］Bulanda等發(fā)現(xiàn)婚姻滿意度越高的女性在喪偶以后的死亡風(fēng)險(xiǎn)越高。［28］此外，有針對(duì)中國武漢市民的研究指出配偶支持越佳的人在喪偶以后的抑郁癥狀越嚴(yán)重。［6］不過，最近一項(xiàng)來自美國的研究指出喪偶前的高質(zhì)量婚姻可能對(duì)人們喪偶以后的身體健康具有一定的保護(hù)作用：雖然婚姻質(zhì)量更高的人在喪偶以后的抑郁癥狀增長得更多，但他們的慢性病數(shù)量卻增長得更少。［29］綜上，多數(shù)文獻(xiàn)指出低質(zhì)量婚姻對(duì)健康的積極作用有限，甚至?xí)黾訅毫亩焕诮】怠Ｒ虼?，本文提出?/p>

假設(shè)2：婚姻質(zhì)量越低，則喪偶對(duì)老年人健康的負(fù)面影響越小。

除了婚姻質(zhì)量以外，成年子女的支持也可能有助于緩解喪偶對(duì)老年人健康的不利影響。有研究指出：對(duì)于生活在我國城市的老年人，擁有孝順的子女能夠減弱喪偶與自評(píng)健康之間的負(fù)向關(guān)系。［30］一項(xiàng)針對(duì)江蘇、河南、青海三省農(nóng)村老年人的研究發(fā)現(xiàn)子女支持（工具性支持和經(jīng)濟(jì)支持）能夠減弱喪偶與生活滿意度之間的負(fù)向關(guān)系。［31］有針對(duì)武漢市民的研究指出子女支持（情感支持、工具性支持和經(jīng)濟(jì)支持）能夠減弱喪偶與抑郁癥狀之間的正向關(guān)系。［6］一項(xiàng)針對(duì)日本老年人的研究指出與子女同住能夠減弱喪偶與抑郁癥狀之間的正向關(guān)系。［7］還有針對(duì)中國老年人的研究發(fā)現(xiàn)與子女和孫輩同住有助于緩解喪偶對(duì)孤獨(dú)感的提升作用。［32］不過，也有研究否定了子女支持對(duì)喪偶影響的緩沖作用。一項(xiàng)針對(duì)中國巢湖農(nóng)村老年人的研究發(fā)現(xiàn)子女的經(jīng)濟(jì)支持和情感支持并沒有緩解喪偶對(duì)于老年人抑郁癥狀的加劇作用，子女的經(jīng)濟(jì)支持反而加重了喪偶對(duì)于老年男性的不利影響。［5］還有針對(duì)澳大利亞老年人的研究指出：相較于擁有較少同住或近距離居住子女的男性，那些擁有更多同住或近距離居住子女的男性在喪偶以后的心理健康更差。［18］鑒于社會(huì)支持是重要的健康保護(hù)因素，而子女支持是老年人社會(huì)支持的主要來源之一，本文提出：

假設(shè)3：子女支持有助于降低喪偶對(duì)老年人健康的負(fù)面影響。

除了與家人之間的社會(huì)連結(jié)外，老年人也時(shí)常通過社會(huì)參與來維持和拓展與朋友和社區(qū)成員之間的社會(huì)連結(jié)，從他們那里獲得陪伴和歸屬感，從而有益于身心健康。［12］社會(huì)參與在以往文獻(xiàn)中被視為喪偶對(duì)健康負(fù)面影響的緩沖因素。例如，有研究指出在美國的喪偶老年人中，參加志愿活動(dòng)的人比不參加志愿活動(dòng)的人抑郁癥狀更輕微并擁有更高的自我效能感。［33］也有研究得出相反結(jié)論，有研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于澳大利亞的喪偶老年男性，經(jīng)常參加志愿活動(dòng)和俱樂部活動(dòng)反而不利于其心理健康。［18］本研究關(guān)注的社會(huì)參與形式是打牌/麻將，它是中國老年人基于“趣緣”與朋友或社區(qū)成員進(jìn)行交往的重要方式和社會(huì)連結(jié)的重要體現(xiàn)。［23］［34］以往研究指出打牌/麻將能夠有效保護(hù)老年人的心理健康、認(rèn)知功能和完成工具性日?；顒?dòng)（Instrumental Activities of Daily Living，IADL）的能力。［34-37］并且，在中國老年人中打牌/麻將對(duì)于降低抑郁水平和保護(hù)工具性日?；顒?dòng)（IADL）能力的作用強(qiáng)于一些其他的社會(huì)參與形式（如參加社區(qū)組織、志愿活動(dòng)等）。［34］［36］作為社交活動(dòng)，打牌/麻將增加了人際互動(dòng)并具有一定的娛樂性，故有利于心理健康。［34］同時(shí)，它又是一種認(rèn)知活動(dòng)（Cognitive activity），能夠鍛煉人們的認(rèn)知功能，尤其是執(zhí)行功能（Executive function），而良好的執(zhí)行功能又是保障IADL 能力的關(guān)鍵。［37］目前，還沒有研究探索過打牌/麻將是否能夠調(diào)節(jié)喪偶與健康之間的關(guān)系。本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：打牌/麻將有助于降低喪偶對(duì)老年人健康的負(fù)面影響。

（三）中國情境與以往研究的局限

近年來，有關(guān)中國老年人的喪偶和健康水平之間關(guān)系的研究有所增加。一些研究指出喪偶提高了死亡風(fēng)險(xiǎn)，［38］不利于身體健康、［31］心理健康、［6］［31-32］認(rèn)知功能［9］和主觀幸福感，［39］但是喪偶和自評(píng)健康之間沒有顯著關(guān)聯(lián)。［30］［40］鑒于夫妻雙方在勞動(dòng)分工和家庭地位方面有所不同，喪偶與健康（尤其是心理健康）之間關(guān)系的性別差異問題通常為學(xué)者們所關(guān)注。不過，這種性別差異在中國人中究竟如何尚無定論。例如，一些研究認(rèn)為喪偶與心理健康之間的負(fù)向關(guān)系在女性中更強(qiáng)烈，而在男性中不顯著；［39-40］而另一些研究的結(jié)論恰好與之相反。［5］［31］這些發(fā)現(xiàn)的不一致可能源于以往研究在健康指標(biāo)測量、樣本代表性和統(tǒng)計(jì)方法等方面的差異。

關(guān)于中國老年人喪偶與健康之間關(guān)系的既有研究存在一些方法論缺陷。第一，多數(shù)研究未能很好地處理遺漏變量偏差。［6］［9］［30-31］［38］［40］一些難以被觀測到的個(gè)人特質(zhì)既和喪偶有關(guān)，也和健康水平有關(guān)，例如性格、青少年與中年時(shí)期的生活經(jīng)歷等，因此以往多數(shù)研究難以評(píng)估喪偶與健康之間的因果關(guān)系。第二，以往對(duì)中國老年人喪偶健康后果的研究關(guān)注的健康指標(biāo)比較有限，很少探討喪偶對(duì)中國老年人的IADL 能力、慢性病數(shù)量、綜合認(rèn)知功能以及健康行為（如鍛煉、吸煙）的影響，因此需要進(jìn)一步探索。同時(shí)，喪偶對(duì)不同健康指標(biāo)的影響可能存在差異。例如，有研究發(fā)現(xiàn)在中國老年人中，喪偶和抑郁癥狀之間有顯著關(guān)系，但喪偶和自評(píng)健康之間的關(guān)系不顯著。［40］因此，研究喪偶對(duì)不同健康指標(biāo)的影響并進(jìn)行對(duì)比是十分必要的。第三，學(xué)者們對(duì)于在中國老年人中社會(huì)連結(jié)如何調(diào)節(jié)喪偶的影響尚缺乏深入討論。雖然以往關(guān)于中國喪偶老年人的研究指出婚姻質(zhì)量和子女支持在喪偶和健康之間起到了一定的調(diào)節(jié)作用，［5-6］［30-31］但多數(shù)研究對(duì)于子女支持的測量是發(fā)生在喪偶之后的，［5］［30-31］因此社會(huì)連結(jié)與健康之間可能存在反向因果關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)

文章采用“中國老年人健康影響因素跟蹤調(diào)查”（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS）2002 年、2005 年、2008-2009 年、2011-2012 年、2014 年和2017-2018 年共六期數(shù)據(jù)。受訪者為分布于中國22 個(gè)省級(jí)行政單位的65 歲及以上老年人。本文的分析對(duì)象為2002 年參與調(diào)查并被持續(xù)追蹤的老年人，2002 年以后各期調(diào)查陸續(xù)加入的新樣本不作為本研究的分析對(duì)象。同時(shí)，分析對(duì)象被限定為年齡在基線（2002 年）調(diào)查時(shí)在65 歲至85 歲之間、僅有過一次婚姻經(jīng)歷的老年人。為保證數(shù)據(jù)的全國代表性，筆者在數(shù)據(jù)分析過程中使用了2002 年調(diào)查的抽樣權(quán)重，從而使樣本的性別、年齡和城鄉(xiāng)分布符合2002年中國人口的真實(shí)情況。此外，由于無法得知基線調(diào)查時(shí)已經(jīng)喪偶的受訪者在喪偶之前的社會(huì)連結(jié)信息（喪偶前的婚姻質(zhì)量、喪偶前的子女支持、喪偶前打牌/麻將的頻率），筆者效仿以往利用個(gè)體固定效應(yīng)模型分析喪偶影響的研究的做法，［41］僅保留基線調(diào)查時(shí)有配偶的樣本作為分析對(duì)象。為最大化模型的統(tǒng)計(jì)功效（Statistical power），筆者依據(jù)不同的因變量保留了盡可能多的樣本。其中，男性受訪者人數(shù)在1 453 至1 499 之間，人-年數(shù)在4 803 至5 010 之間；女性受訪者人數(shù)在880至907之間，人-年數(shù)在2 923至3 067之間。

（二）變量

1.因變量

因變量包括四個(gè)衡量健康水平的指標(biāo)，即衡量身體功能和自理能力的IADL能力得分、衡量生理健康情況的慢性病數(shù)量、衡量綜合認(rèn)知功能的正態(tài)化MMSE（Mini-mental state examination）得分和衡量心理健康的負(fù)面心理福祉（Negative subjective well-being）。

IADL能力包括：自己拜訪鄰居、自己購物、自己做飯、自己洗衣服、一次連續(xù)步行一公里、提起五千克的重物、連續(xù)下蹲起立五次、自己搭乘公共交通工具。具備一項(xiàng)能力則計(jì)1分，否則為0分，加總分?jǐn)?shù)為IADL能力得分，范圍為0到8分，分?jǐn)?shù)越高表示IADL能力越好。

慢性病數(shù)量根據(jù)受訪者自報(bào)的慢性病情況獲得，慢性病種類包括：高血壓、心臟病、糖尿病、中風(fēng)、老年癡呆癥、癌癥、帕金森癥。慢性病數(shù)量為0到7。

MMSE 的測試范圍包括了基本情況介紹、列舉食物、短時(shí)記憶、注意力與計(jì)算能力、延時(shí)記憶和語言能力，MMSE得分為0到30分。為了改善MMSE得分的偏態(tài)分布，筆者參考Philipps等的方法，［42］將原始MMSE得分折算成區(qū)間為0到100分的正態(tài)化MMSE得分，分?jǐn)?shù)越高表示綜合認(rèn)知功能越好。

由于CLHLS 沒有抑郁癥狀量表，因此筆者采用負(fù)面心理福祉，它在一定程度上反映了受訪者的抑郁水平。［43］測試題目包括：是否經(jīng)常感到害怕或擔(dān)心、是否經(jīng)常感到孤獨(dú)以及是否經(jīng)常感到自己越老越?jīng)]用。各題目的計(jì)分方式為：回答“從沒有”為0分，“很少”為1分，“有時(shí)”為2分，“經(jīng)?！睘?分，“總是”為4 分。各項(xiàng)的加總分?jǐn)?shù)為負(fù)面心理福祉得分，范圍為0 到12 分，分?jǐn)?shù)越大表示負(fù)面心理福祉越嚴(yán)重。

此外，因變量還包括兩個(gè)衡量健康行為的指標(biāo)，即是否有規(guī)律地鍛煉身體和是否吸煙，它們是影響健康后果的可能渠道。

2.關(guān)鍵自變量

本文的關(guān)鍵自變量是婚姻狀態(tài)。首先，我們將婚姻狀態(tài)區(qū)分為兩類，一類是有配偶狀態(tài)，另一類是喪偶狀態(tài)。然后，考慮喪偶者既可能對(duì)喪偶生活逐漸適應(yīng)，也可能由于喪偶?jí)毫Φ摹澳p”（tearand-wear）效應(yīng)而使健康代價(jià)不斷累積，本文將喪偶狀態(tài)按喪偶年數(shù)進(jìn)行了劃分。此時(shí)，婚姻狀態(tài)被區(qū)分為四類，包括有配偶、喪偶0-2年、喪偶3-6年和喪偶7+年（喪偶7年或7年以上）。其中，喪偶0-2年對(duì)應(yīng)在前一期數(shù)據(jù)中有配偶、本期數(shù)據(jù)中喪偶的樣本；喪偶3-6年主要對(duì)應(yīng)在數(shù)據(jù)中喪偶狀態(tài)持續(xù)了兩期的樣本；喪偶7+年主要對(duì)應(yīng)在數(shù)據(jù)中喪偶狀態(tài)持續(xù)了三期或三期以上的樣本，這些樣本中87%的人-年觀測的喪偶年數(shù)為7-10 年，最長喪偶年數(shù)為15 年。在分析過程中，本文會(huì)將二分類和四分類的婚姻狀態(tài)分別作為關(guān)鍵自變量納入回歸模型。

3.調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)變量涵蓋了社會(huì)連結(jié)的三個(gè)維度，即與配偶的連結(jié)（婚姻質(zhì)量）、與子女的連結(jié)（子女支持）和與朋友的連結(jié)（打牌/麻將的頻率）。為了避免社會(huì)連結(jié)與健康水平之間的雙向關(guān)聯(lián)使模型估計(jì)產(chǎn)生偏差，筆者參考以往研究的做法，將每個(gè)受訪者喪偶前各期的社會(huì)連結(jié)變量的均值作為調(diào)節(jié)變量，并進(jìn)行了小數(shù)點(diǎn)后一位四舍五入取整數(shù)的處理。［18］

婚姻質(zhì)量是受訪者在喪偶之前對(duì)當(dāng)下婚姻質(zhì)量的評(píng)價(jià)。由于CLHLS 數(shù)據(jù)中較少有受訪者回答婚姻質(zhì)量“不好”，因此筆者將回答“不好”和“一般”的情況合并為一類（計(jì)0 分），表示婚姻質(zhì)量相對(duì)較低，將回答“好”的歸為另一類，表示婚姻質(zhì)量較高（計(jì)1分）。

子女支持包括了受訪者在喪偶前從子女處獲得的三類支持。第一類是情感支持，即日常生活中是否最常與子女交談（是=1，否=0），當(dāng)有事情時(shí)是否最先告訴子女（是=1，否=0）；第二類是工具性支持，即生病時(shí)是否由子女照顧（是=1，否=0），當(dāng)發(fā)生困難時(shí)是否最先向子女求助（是=1，否=0）；第三類是經(jīng)濟(jì)支持，當(dāng)子女沒有給父母錢或子女給父母的錢少于從父母處得到的錢時(shí)計(jì)0 分，當(dāng)子女給父母的錢多于父母給子女的錢時(shí)計(jì)1 分，當(dāng)父母的主要經(jīng)濟(jì)來源來自子女時(shí)計(jì)2 分。各項(xiàng)目的加總值就是子女支持得分（Cronbach’s alpha=0.81），范圍從0 分到6 分，分?jǐn)?shù)越高表示獲得的子女支持程度越高。

打牌/麻將的頻率是受訪者自報(bào)的在喪偶前參與打牌/麻將的頻率?；卮稹皬牟弧庇?jì)0分，“有時(shí)但不是每個(gè)月”計(jì)1分，“每月至少一次”計(jì)2分，“每周至少一次”計(jì)3分，“幾乎每天”計(jì)4分。

4.控制變量

控制變量包括年齡多項(xiàng)式、自評(píng)家庭經(jīng)濟(jì)狀況、健在子女?dāng)?shù)、城鄉(xiāng)居住地、是否住養(yǎng)老院和年份固定效應(yīng)。此外，由于樣本損失可能影響分析結(jié)果，筆者將受訪者是否在下一期死亡和是否在下一期失訪（追蹤失敗）作為控制變量納入模型，以削弱死亡選擇性和樣本失訪造成的樣本損失偏差。表1展示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（三）統(tǒng)計(jì)方法

本文的估計(jì)模型采用常規(guī)的個(gè)體固定效應(yīng)模型（Individual fixed-effects model）。個(gè)體固定效應(yīng)能夠清除個(gè)人不隨時(shí)間變化的混淆因素以削弱模型估計(jì)的遺漏變量偏差（或者說自選擇偏差）。例如，人格特質(zhì)就是潛在的不隨時(shí)間變化的混淆因素。因?yàn)槿藗兺鼉A向于選擇具有相似人格特質(zhì)的人作為配偶，［44］而消極人格特質(zhì)（如容易悲觀、焦慮）會(huì)增加健康負(fù)擔(dān)，［45］所以一個(gè)人的人格特質(zhì)可能和他/她是否喪偶以及他/她的健康狀況同時(shí)相關(guān)。如果忽略了人格特質(zhì)，模型的估計(jì)就可能存在遺漏變量偏差。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明本研究更適用于固定效應(yīng)模型而非隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先，我們將婚姻狀態(tài)簡單區(qū)分為有配偶和喪偶兩類，以便估計(jì)喪偶的“平均效應(yīng)”。模型公式如下：

其中，yit表示個(gè)體i在第t期的健康后果或健康行為，β0表示常數(shù)項(xiàng)，widowit表示喪偶（喪偶=1、有配偶=0），Zit表示隨時(shí)間發(fā)生變化的控制變量矩陣，β1和B分別表示喪偶的系數(shù)和時(shí)變控制變量的系數(shù)矩陣，ηi表示不隨時(shí)間變化的個(gè)體固定效應(yīng)，wt表示年份固定效應(yīng)，εit表示誤差項(xiàng)。

之后，我們將喪偶狀態(tài)按照距離喪偶的年數(shù)加以區(qū)分，以便了解喪偶者在不同時(shí)點(diǎn)的適應(yīng)情況。模型公式如下：

其中，widowjit在j=1，2，3時(shí)分別表示喪偶0-2年、喪偶3-6年和喪偶7+年，βj表示不同喪偶年數(shù)對(duì)應(yīng)的系數(shù)。其他字母的含義與公式（1）相同。

在公式（1）的基礎(chǔ)上，我們加入二分類婚姻狀態(tài)（喪偶=1、有配偶=0）與喪偶前社會(huì)連結(jié)（婚姻質(zhì)量或子女支持或打牌/麻將頻率）的交互項(xiàng)以及婚姻狀態(tài)與非時(shí)變控制變量的交互項(xiàng)：

si表示喪偶前的任一社會(huì)連結(jié)維度（非時(shí)變變量），γ1表示二分類婚姻狀態(tài)與社會(huì)連結(jié)的交互效應(yīng)系數(shù)，Xi表示非時(shí)變控制變量矩陣。這些控制變量可能同時(shí)影響社會(huì)連結(jié)和健康后果，包括了受教育程度、60歲之前的主要職業(yè)、基線居住地區(qū)和基線自評(píng)健康，Γ表示是否喪偶與非時(shí)變控制變量矩陣的交互效應(yīng)系數(shù)矩陣。其他字母的含義與公式（1）相同。

接下來，我們將婚姻狀態(tài)從二分類調(diào)整為四分類：

γj表示四分類婚姻狀態(tài)和社會(huì)連結(jié)的交互效應(yīng)系數(shù)，Γj表示四分類婚姻狀態(tài)與非時(shí)變控制變量矩陣的交互效應(yīng)系數(shù)矩陣。其他字母的含義與公式（3）相同。

四、結(jié)果

（一）喪偶對(duì)健康的影響

表2 報(bào)告了估計(jì)喪偶對(duì)健康后果與健康行為影響的個(gè)體固定效應(yīng)模型結(jié)果。當(dāng)婚姻狀態(tài)為二分變量（喪偶=1、有配偶=0）時(shí)，我們可以得到喪偶的“平均效應(yīng)”。從平均效應(yīng)來看，喪偶顯著提高了男性和女性的負(fù)面心理福祉，同時(shí)顯著提高了女性參加鍛煉的概率，而對(duì)其他健康后果或健康行為沒有顯著影響。當(dāng)使用四分類婚姻狀態(tài)（即考慮喪偶年數(shù)）時(shí)，對(duì)男性而言，相較于有配偶時(shí)，喪偶對(duì)他們的IADL 能力、慢性病數(shù)量和鍛煉不具有顯著影響；喪偶2-6 年和7+年認(rèn)知功能顯著降低；喪偶0-2 年負(fù)面心理福祉顯著提高；喪偶3-6 年吸煙的概率顯著提高。對(duì)女性而言，相較于有配偶時(shí)，喪偶對(duì)她們的IADL 能力、慢性病數(shù)量和吸煙行為沒有顯著影響；喪偶3-6 年時(shí)認(rèn)知功能顯著提高；喪偶0-2年負(fù)面心理福祉顯著提高，喪偶3-6年和7+年時(shí)負(fù)面心理福祉也邊緣顯著地高于有配偶時(shí)的情況（顯著性水平分別為p=0.067和p=0.055）；喪偶3-6年有規(guī)律地鍛煉的概率顯著提高。

喪偶對(duì)健康后果和健康行為的影響存在兩點(diǎn)明顯的性別差異。首先，喪偶顯著降低了男性的綜合認(rèn)知功能，但對(duì)女性的影響不顯著，女性的綜合認(rèn)知功能甚至在喪偶后的一定時(shí)期內(nèi)升高。從回歸系數(shù)的性別差異來看，喪偶3-6年和喪偶7+年對(duì)男性認(rèn)知功能的降低作用都顯著高于對(duì)女性的作用①檢驗(yàn)方法是：在全體樣本回歸中加入關(guān)于性別的完全交互項(xiàng)（即各解釋變量與性別的交互項(xiàng)），然后檢驗(yàn)婚姻狀態(tài)與性別交互項(xiàng)的顯著性水平。受篇幅所限，文章未展示。。這可能是由于妻子是丈夫較單一的互動(dòng)對(duì)象，丈夫在失去妻子以后缺乏人際互動(dòng)，從而不利于丈夫的認(rèn)知功能。其次，喪偶顯著提高了女性參與鍛煉的概率，但對(duì)男性的影響不顯著。這可能是因?yàn)榕栽趩逝己笤诩覄?wù)勞動(dòng)上投入的時(shí)間更少，從而有了更多的閑暇時(shí)間，更可能有規(guī)律地鍛煉。

為與下文探討社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶影響的調(diào)節(jié)作用時(shí)所使用的分析樣本保持一致，表2的各模型所包含的分析樣本剔除了基線調(diào)查時(shí)已經(jīng)喪偶的受訪者。但即便不剔除基線調(diào)查已喪偶的受訪者，其結(jié)果與表2也十分相近②受篇幅所限，文章未展示不剔除基線調(diào)查時(shí)已喪偶受訪者的結(jié)果。。

表2 喪偶對(duì)健康后果與健康行為的影響

（二）社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶影響的調(diào)節(jié)作用

社會(huì)連結(jié)存在一定的選擇性。例如，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高、整體健康狀況好的人可能擁有更高水平的婚姻質(zhì)量和子女支持以及更頻繁的朋友交際。同時(shí)，由于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和整體健康狀況與各因變量（各健康后果變量）密切相關(guān)，如果忽略了這些因素，就可能使模型估計(jì)出現(xiàn)自選擇偏差。為了盡可能降低模型估計(jì)的自選擇偏差，筆者將婚姻狀態(tài)與受教育年限（0 年/1-6 年/7+年）、與60 歲之前主要職業(yè)（農(nóng)民/管理或技術(shù)人員/其他）、與基線居住地區(qū)（東部、中部、西部）、與基線自評(píng)健康（很差/差/一般/好/很好/不清楚）的交互項(xiàng)納入個(gè)體固定效應(yīng)模型。這些交互項(xiàng)可以控制基線社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和綜合健康狀況對(duì)喪偶影響的調(diào)節(jié)作用，從而估計(jì)出本文真正關(guān)心的社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶影響的調(diào)節(jié)作用。表3至表6的模型檢驗(yàn)了社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶影響和不同健康指標(biāo)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。為節(jié)省模型的自由度，我們依次將一個(gè)維度的社會(huì)連結(jié)變量與婚姻狀態(tài)的交互項(xiàng)納入回歸模型①筆者還將三個(gè)維度的社會(huì)連結(jié)變量同時(shí)作為調(diào)節(jié)變量納入模型，所得結(jié)論與依次將一個(gè)維度的社會(huì)連結(jié)變量作為調(diào)節(jié)變量并無明顯差異。。圖1至圖5根據(jù)回歸模型的結(jié)果模擬了不同社會(huì)連結(jié)水平下的喪偶效應(yīng)。這些圖所依據(jù)的模型與表3至表6的模型略有不同，表3至表6將子女支持和打牌/麻將的頻率作為連續(xù)變量納入模型，而圖1至圖5依據(jù)的模型將上述兩個(gè)變量視為分類變量。

表3 社會(huì)連結(jié)的調(diào)節(jié)作用下喪偶對(duì)IADL能力的影響

表3 的模型檢驗(yàn)了社會(huì)連結(jié)在喪偶和IADL 能力之間的調(diào)節(jié)作用。首先，我們關(guān)注社會(huì)連結(jié)如何調(diào)節(jié)區(qū)分年數(shù)的喪偶狀態(tài)的影響。從婚姻質(zhì)量的作用來看：在男性中，婚姻質(zhì)量低（=0）的人在喪偶0-2 年時(shí)IADL 能力顯著高于有配偶的時(shí)候（即喪偶主效應(yīng)），而隨著婚姻質(zhì)量提高，喪偶對(duì)IADL能力的負(fù)面影響顯著增加（即交互效應(yīng)）。由圖1可知，當(dāng)婚姻質(zhì)量較高（=1）時(shí)，喪偶0-2年對(duì)男性的IADL能力沒有顯著影響。需要注意的是，多數(shù)老年男性傾向于認(rèn)為自己的婚姻質(zhì)量較高，在喪偶3-6 年和7+年的老年男性中，分別僅有3 個(gè)和2 個(gè)人-年觀測的婚姻質(zhì)量較低，而其他都是婚姻質(zhì)量較高。因此，模型對(duì)于喪偶3-6年與婚姻質(zhì)量交互項(xiàng)系數(shù)和喪偶7+年與婚姻質(zhì)量交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)并不可靠，文章只報(bào)告了喪偶0-2年與婚姻質(zhì)量的交互項(xiàng)系數(shù)。在女性中，婚姻質(zhì)量低的人在喪偶3-6年時(shí)的IADL 能力邊緣顯著地（p=0.055）高于有配偶時(shí)，交互效應(yīng)表明，婚姻質(zhì)量高則喪偶的負(fù)面影響更大（p=0.069）。從子女支持的作用來看：對(duì)于男性和女性，婚姻狀態(tài)與子女支持的交互效應(yīng)不顯著，因此子女支持在喪偶和IADL 能力之間不存在調(diào)節(jié)作用。從打牌/麻將的作用來看：在男性中，由喪偶7+年與打牌/麻將頻率的交互效應(yīng)可知，打牌/打麻將有助于降低喪偶對(duì)IADL 能力的不利影響。如圖2所示，對(duì)于從不打牌/麻將的男性，喪偶7+年顯著降低他們的IADL能力，隨著打牌/麻將的頻率升高，喪偶的負(fù)面效應(yīng)呈下降趨勢。在女性中，由喪偶0-2 年與打牌/麻將頻率的交互效應(yīng)可知，打牌/打麻將有助于降低喪偶對(duì)IADL 能力的損害。如圖3 所示，對(duì)于從不打牌/麻將的女性，喪偶0-2年顯著降低她們的IADL能力，而隨著打牌/麻將的頻率升高，喪偶的負(fù)面效應(yīng)呈下降趨勢。接著，我們關(guān)注社會(huì)連結(jié)如何調(diào)節(jié)喪偶的“平均效應(yīng)”?？梢钥闯鲈谀行灾?，婚姻質(zhì)量低的人在喪偶后的IADL 能力顯著高于有配偶時(shí)，隨著婚姻質(zhì)量提高，喪偶對(duì)IADL能力的負(fù)面影響顯著增加；在女性中，從不打牌/麻將的人在喪偶后的IADL 能力顯著低于有配偶時(shí)，隨著打牌/麻將頻率的增加，喪偶對(duì)IADL能力的負(fù)面影響顯著降低。

圖1 不同婚姻質(zhì)量下喪偶0-2年對(duì)男性IADL能力的效應(yīng)

圖2 不同打牌/麻將頻率下喪偶7+年對(duì)男性IADL能力的效應(yīng)

圖3 不同打牌/麻將頻率下喪偶0-2年對(duì)女性IADL能力的效應(yīng)

表4 的模型檢驗(yàn)了社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶和慢性病數(shù)量之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。從區(qū)分年數(shù)的喪偶狀態(tài)的影響來看：在男性中，婚姻質(zhì)量和子女支持都不能顯著調(diào)節(jié)喪偶和慢性病數(shù)量之間的關(guān)系。另外，雖然當(dāng)打牌/麻將的頻率被設(shè)定為連續(xù)變量時(shí)，打牌/麻將能夠邊緣顯著地降低喪偶對(duì)慢性病的增加作用。但當(dāng)筆者把打牌/麻將的頻率替換成分類變量后，發(fā)現(xiàn)不同打牌/麻將頻率下的喪偶效應(yīng)并不滿足線性趨勢，故該調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立。在女性中，婚姻質(zhì)量和子女支持在喪偶和慢性病數(shù)量之間未發(fā)揮調(diào)節(jié)作用；喪偶0-2 年與打牌/麻將頻率的交互效應(yīng)說明打牌/麻將能夠顯著地降低喪偶增加慢性病數(shù)量的作用。如圖4 所示：對(duì)于從不打牌/麻將的女性，在喪偶0-2 年時(shí)慢性病數(shù)量顯著增加，而對(duì)于打牌/麻將頻率越高的女性，喪偶對(duì)其慢性病數(shù)量的增加作用越小。從喪偶的“平均效應(yīng)”來看，在女性中，從不打牌/麻將的人在喪偶后的慢性病數(shù)量顯著多于有配偶時(shí)，隨著打牌/麻將頻率的增加，喪偶對(duì)慢性病數(shù)量的增加作用顯著降低。

表4 社會(huì)連結(jié)的調(diào)節(jié)作用下喪偶對(duì)慢性病數(shù)量的影響

圖4 不同打牌/麻將頻率下喪偶0-2年對(duì)女性慢性病數(shù)量的效應(yīng)

表5的模型檢驗(yàn)了社會(huì)連結(jié)在喪偶和認(rèn)知功能之間的調(diào)節(jié)作用。在男性中，婚姻質(zhì)量和子女支持沒有起到調(diào)節(jié)作用。喪偶3-6 年與打牌/麻將頻率的交互效應(yīng)顯示：喪偶前打牌/麻將越頻繁的人在喪偶以后認(rèn)知功能反而下降得越多。其中，喪偶3-6年與打牌/麻將頻率之間的交互效應(yīng)與研究假設(shè)不符，發(fā)生這種情況的原因可能有兩點(diǎn)：其一，男性中經(jīng)常打牌/麻將的比例明顯低于女性，這在一定程度上說明男性打牌/麻將的選擇性更強(qiáng)，本研究可能沒有完全控制影響男性打牌/麻將頻率的混淆變量，因此對(duì)打牌/麻將調(diào)節(jié)效應(yīng)的估計(jì)會(huì)有一定偏差。其二，更重要的原因可能是樣本量的問題，喪偶3-6 年的男性人數(shù)本就較少，而其中頻繁打牌/麻將的人更少，這使喪偶3-6 年與打牌/麻將頻率之間交互項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)不很可靠。若不考慮喪偶年數(shù)，是否喪偶與打牌/麻將頻率之間的交互效應(yīng)在男性中并未出現(xiàn)與研究假設(shè)相悖的結(jié)果。在女性中，婚姻質(zhì)量、子女支持和打牌/麻將頻率沒有起到調(diào)節(jié)作用。另外，三個(gè)社會(huì)連結(jié)變量對(duì)喪偶的“平均效應(yīng)”均無顯著的調(diào)節(jié)作用。

表5 社會(huì)連結(jié)的調(diào)節(jié)作用下喪偶對(duì)認(rèn)知功能的影響

表6的模型檢驗(yàn)了社會(huì)連結(jié)在喪偶和負(fù)面心理福祉之間的調(diào)節(jié)作用。在男性中，婚姻質(zhì)量和打牌/麻將頻率沒有起到調(diào)節(jié)作用；由喪偶7+年與子女支持的交互效應(yīng)可知喪偶前子女支持越高的人在喪偶以后的負(fù)面心理福祉越低。如圖5 所示：當(dāng)子女未提供任何支持時(shí)，喪偶7+年時(shí)的負(fù)面心理福祉最為嚴(yán)重，而隨著子女支持的增加，喪偶對(duì)負(fù)面心理福祉的加劇作用顯著下降。在女性中，三個(gè)社會(huì)連結(jié)變量均未發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。從喪偶的“平均效應(yīng)”來看：當(dāng)子女未提供任何支持時(shí)，喪偶顯著提高了男性負(fù)面心理福祉，隨著子女支持的增加，喪偶對(duì)負(fù)面心理福祉的加劇作用被顯著抑制。

表6 社會(huì)連結(jié)的調(diào)節(jié)作用下喪偶對(duì)負(fù)面心理福祉的影響

圖5 不同子女支持下喪偶7+年對(duì)男性負(fù)面心理福祉的效應(yīng)

五、結(jié)論與討論

本文發(fā)現(xiàn)喪偶影響中國老年人的多項(xiàng)健康指標(biāo)。在男性中，喪偶加劇了負(fù)面心理福祉，降低了綜合認(rèn)知功能并增加了吸煙的概率。在女性中，喪偶在一定階段提高了認(rèn)知功能，提高了女性有規(guī)律地鍛煉的概率，但增加了她們的負(fù)面心理福祉。另外，社會(huì)連結(jié)對(duì)喪偶影響具有一定的調(diào)節(jié)作用。首先，配偶健在時(shí)的婚姻質(zhì)量越高，則喪偶對(duì)老年男性IADL 能力的負(fù)面影響就越大。其次，子女支持有助于降低喪偶對(duì)男性負(fù)面心理福祉的加劇作用。最后，經(jīng)常打牌/麻將有助于降低喪偶對(duì)男性和女性IADL能力的負(fù)面影響以及喪偶對(duì)女性慢性病數(shù)量的增加作用。

上述結(jié)論對(duì)于保護(hù)喪偶者晚年健康具有一定實(shí)踐啟示。第一，從整體來看，提高老年人的子女支持水平和打牌/麻將頻率可能有助于削弱喪偶對(duì)其身心健康的損害。第二，需要更加注意保護(hù)喪偶男性的認(rèn)知功能健康。第三，需要對(duì)喪偶男性的健康風(fēng)險(xiǎn)行為進(jìn)行一定的干預(yù)，即適當(dāng)限制他們的吸煙行為。

本文在方法上具有以下優(yōu)點(diǎn)。首先，本研究利用個(gè)體固定效應(yīng)模型探究了喪偶在不同時(shí)點(diǎn)對(duì)于中國老年人多種健康指標(biāo)的因果效應(yīng)。同時(shí)，文章采用的社會(huì)連結(jié)變量都發(fā)生在喪偶之前，因此避免了社會(huì)連結(jié)和健康之間的雙向影響。其次，文章利用的是全國代表性數(shù)據(jù)，彌補(bǔ)了以往關(guān)于社會(huì)連結(jié)如何調(diào)節(jié)喪偶和健康之間關(guān)系的多數(shù)中國研究采用地區(qū)數(shù)據(jù)的缺陷。［5-6］［31］最后，文章采用了多種健康指標(biāo)作為因變量，有助于拓展我們對(duì)喪偶老年人健康水平的理解。

當(dāng)然，本研究也存在一些不足。第一，CLHLS 數(shù)據(jù)以年為單位記錄喪偶時(shí)點(diǎn)，不夠精確。第二，CLHLS調(diào)查每3年左右開展一次，因此無法分析喪偶后在較短時(shí)間內(nèi)去世的樣本。第三，囿于數(shù)據(jù)，本文僅利用打牌/麻將頻率這一變量衡量受訪者與朋友或社區(qū)成員的連結(jié)，未來的研究可以構(gòu)建更具綜合性的測量指標(biāo)。