侯夢(mèng)瑤，農(nóng) 圣，韓汶靜，吳 明

1 北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院衛(wèi)生政策與管理學(xué)系，北京，100191；2 右江民族醫(yī)學(xué)院，廣西百色，533000

人口老齡化給中國社會(huì)的養(yǎng)老、醫(yī)療體系均帶來持續(xù)的壓力與挑戰(zhàn)。雙向代際支持是指成年子女與老年父母之間雙向的經(jīng)濟(jì)支持、日常照料和情感交流[1]，既包括從父母流向子女的單向親代支持，又包括從子女流向父母的單向子代支持。與許多西方國家單向傳遞的“接力模式”不同，受到中國獨(dú)特社會(huì)文化、道德、法律等因素的影響，代際支持會(huì)從子代流回親代，即為“反饋模式”[2]。既往研究[3-5]大都從單向視角去關(guān)注代際支持對(duì)老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響，而在獨(dú)特中國文化背景下，雙向視角能夠更加系統(tǒng)全面地認(rèn)識(shí)代際支持的特點(diǎn)及其影響。因此，本研究基于雙向代際支持視角，分析雙向代際支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用的影響，利用路徑分析來探索雙向代際支持的內(nèi)部轉(zhuǎn)化路徑，為打開影響機(jī)制的部分黑匣子提供參考。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

數(shù)據(jù)來源于2018年中國家庭追蹤調(diào)查(China family panel studies, CFPS)，基線調(diào)查在2010年實(shí)施，2018年為第5輪全樣本調(diào)查。根據(jù)研究需要，本研究合并個(gè)人、家庭關(guān)系數(shù)據(jù)庫和家庭經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，首先剔除年齡在60歲以下的個(gè)案，其次剔除沒有生育子女的個(gè)案，并刪除本研究所需變量缺失的個(gè)案，共納入研究對(duì)象7301人。

1.2 變量定義

因變量為過去一年內(nèi)是否住院，自變量為雙向代際支持，包括經(jīng)濟(jì)、照料、情感3個(gè)維度[6]，照料和情感支持的頻率得分按照 “幾乎每天”“一周3-4天”“一周1-2天”“一月2-3天”“一月1天”“幾個(gè)月一天”“從不”依次為7到1。為了調(diào)整變量分布，對(duì)經(jīng)濟(jì)支持和家庭收入變量進(jìn)行自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換。基于Andersen模型[7]納入傾向特征、使能資源和需要因素3類控制變量。見表1。

表1 變量賦值

1.3 研究方法

采用無序二分類logistic回歸分析研究代際支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用的影響，并采用通徑分析探索雙向代際支持的內(nèi)部轉(zhuǎn)化關(guān)系。值得指出的是，親代支持作為老年人的一種輸出，對(duì)其自身住院服務(wù)利用產(chǎn)生影響：基于Grossman健康資本理論，親代經(jīng)濟(jì)支持主要是通過影響老年人自身收入水平產(chǎn)生“健康效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”兩方面作用疊加，從而影響老年人住院服務(wù)利用[8]；親代照料支持容易“擠出”老年人利用醫(yī)療服務(wù)的時(shí)間，也可能影響老年人的健康從而影響住院服務(wù)利用[9]；親代情感支持能給予老年人精神上的慰藉和信心，促進(jìn)老年人健康從而影響住院服務(wù)利用[3]。與Becker家庭生產(chǎn)理論[10]中的為了實(shí)現(xiàn)家庭利益最大化的資源最優(yōu)化分配行為相一致，家庭內(nèi)部之間存在親代照料支持促進(jìn)子代經(jīng)濟(jì)支持的“時(shí)間-金錢交換效應(yīng)”[11]，提高老年人收入從而間接影響老年人的住院服務(wù)利用。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

利用Stata 15.0進(jìn)行數(shù)據(jù)清洗，生成目標(biāo)數(shù)據(jù)庫,并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和無序二分類logistic回歸分析；運(yùn)用AMOS 24.0構(gòu)建擬合雙向代際支持內(nèi)部轉(zhuǎn)化通徑模型，檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 調(diào)查對(duì)象基本情況

共納入7301人，平均年齡68.18歲；家庭平均人口規(guī)模為3.78人；老年人平均子女?dāng)?shù)量為2.25人；過去一年人均家庭純收入平均數(shù)為24824.80元，中位數(shù)為13333.33元。以男性、農(nóng)村、文化程度低、有配偶、自評(píng)健康好為主。見表2。

表2 研究對(duì)象的基本情況

2.2 雙向代際支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用影響的單因素分析

以老年人過去一年是否住院為二分類因變量，分別以ln親代經(jīng)濟(jì)支持、ln子代經(jīng)濟(jì)支持、親代照料支持、子代照料支持和代際情感支持為自變量依次進(jìn)行單因素logistic回歸分析。結(jié)果顯示，不同的子代經(jīng)濟(jì)支持、親代照料支持、子代照料支持和代際情感支持水平下，老年人的住院服務(wù)利用水平的差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)，親代照料支持均減少老年人住院服務(wù)利用，子代經(jīng)濟(jì)支持、子代照料支持和代際情感支持均表現(xiàn)為促進(jìn)作用；而不同親代經(jīng)濟(jì)支持水平下老年人住院服務(wù)利用水平的差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.10)，不能認(rèn)為不同親代經(jīng)濟(jì)支持水平下老年人住院服務(wù)利用水平不同。見表3。

表3 雙向代際支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用影響的單因素logistic回歸結(jié)果

2.3 雙向代際支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用影響的多因素分析

以老年人過去一年是否住院為二分類因變量，ln親代經(jīng)濟(jì)支持、ln子代經(jīng)濟(jì)支持、親代照料支持、子代照料支持和代際情感支持為核心自變量，年齡、性別、家庭人口規(guī)模、受教育程度、是否有慢性病、自評(píng)健康水平、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)、就醫(yī)點(diǎn)類型、就醫(yī)點(diǎn)醫(yī)療水平、婚姻狀況、是否與子女同住、子女?dāng)?shù)量、城鄉(xiāng)因素、過去一年家庭人均收入為Andersen模型系列控制變量，進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析(輸入法)。在控制其他因素后，對(duì)于老年人而言，雙向代際支持中的子代照料支持對(duì)住院服務(wù)利用的影響具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.001)。子代照料支持每增加一個(gè)單位，老年人利用住院服務(wù)利用的概率提高3.8%，OR值為1.038。除代際支持以外，年齡、家庭人口規(guī)模、是否患有慢性病、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、就醫(yī)點(diǎn)類型、自評(píng)健康、是否有子女同住、子女?dāng)?shù)量對(duì)老年人一年內(nèi)是否利用住院服務(wù)的影響也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。見表4。

進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)得到方差膨脹因子(VIF)均為1-3，可以認(rèn)為模型中各解釋變量之間多重共線性較弱，對(duì)回歸結(jié)果沒有嚴(yán)重影響。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)的卡方值為6.335，P值為0.610，P>0.05，可以認(rèn)為觀測(cè)頻數(shù)的分布與期望頻數(shù)的分布差異無顯著，樣本實(shí)際值和預(yù)測(cè)值的總體差異較小，模型擬合效果較好。

2.4 雙向代際支持內(nèi)部轉(zhuǎn)化探究

雖然上述logistic回歸模型中均不存在共線性問題，但是依據(jù)獨(dú)特的中國文化以及反饋論等代際支持相關(guān)理論文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)親代代際支持與子代代際支持之間存在反饋，經(jīng)濟(jì)支持、照料支持和情感支持3種類型的支持之間也存在相互影響，因此本研究認(rèn)為ln親代經(jīng)濟(jì)支持、ln子代經(jīng)濟(jì)支持、親代照料支持、子代照料支持和代際情感支持5種支持之間存在一定的內(nèi)部轉(zhuǎn)化關(guān)系，進(jìn)一步弄清楚這部分內(nèi)部轉(zhuǎn)化有利于更細(xì)致地研究雙向代際支持，為后續(xù)研究提供參考。

2.4.1 相關(guān)分析。對(duì)ln親代經(jīng)濟(jì)支持、ln子代經(jīng)濟(jì)支持、親代照料支持、子代照料支持和代際情感支持做兩兩Pearson相關(guān)分析。除了ln親代經(jīng)濟(jì)支持和ln子代經(jīng)濟(jì)支持相關(guān)性不顯著，其他支持之間均有顯著相關(guān)性，均有P<0.01，代際情感支持與子代照料支持、子代經(jīng)濟(jì)支持相關(guān)性相對(duì)較強(qiáng)。見表5。

表5 雙向代際支持相關(guān)分析矩陣

2.4.2 通徑分析模型擬合情況。本研究探討雙向代際經(jīng)濟(jì)支持、雙向代際照料支持和雙向代際情感支持之間的內(nèi)部轉(zhuǎn)化關(guān)系，將ln親代經(jīng)濟(jì)支持、ln子代經(jīng)濟(jì)支持、親代照料支持、子代照料支持和代際情感支持5個(gè)變量納入模型，對(duì)構(gòu)建的模型進(jìn)行反復(fù)擬合和修改。最終得到的模型擬合效果良好，各項(xiàng)指標(biāo)均達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)。見表6。

表6 雙向代際支持的內(nèi)部轉(zhuǎn)化通徑模型擬合度

2.4.3 模型圖及效應(yīng)分析。得到的最優(yōu)模型見圖1，可以發(fā)現(xiàn)，雙向代際支持存在內(nèi)部相互轉(zhuǎn)化。代際情感支持可以直接作用于子代照料支持，也可以通過促進(jìn)ln親代經(jīng)濟(jì)支持、ln子代經(jīng)濟(jì)支持和親代照料支持間接作用于子代照料支持。此外，ln親代經(jīng)濟(jì)支持可以促進(jìn)親代照料支持，親代照料支持還可以促進(jìn)ln子代經(jīng)濟(jì)支持。通過通徑分析，對(duì)雙向代際支持內(nèi)部各變量間的通徑系數(shù)進(jìn)行測(cè)量及顯著性檢驗(yàn)，所有路徑均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，均有P<0.01，表明該模型的設(shè)計(jì)是合理的。見表7。

圖1 雙向代際支持內(nèi)部轉(zhuǎn)化的通徑模型

表7 雙向代際支持內(nèi)部轉(zhuǎn)化通徑系數(shù)估計(jì)值

3 討論

3.1 雙向代際支持內(nèi)部存在微妙的轉(zhuǎn)化關(guān)系

受獨(dú)特中國孝文化的影響，親代支持與子代支持之間存在相互影響，代際情感支持可以直接或間接地促進(jìn)子代照料支持，分析其實(shí)質(zhì)是代際情感支持影響代際關(guān)系從而作用于子代照料支持的獲得，與熊波等[12]在研究代際關(guān)系對(duì)代際支持的影響機(jī)制研究中的發(fā)現(xiàn)相一致。親代照料支持促進(jìn)子代經(jīng)濟(jì)支持的結(jié)果證實(shí)了之前提到的“時(shí)間-金錢交換效應(yīng)”[8]，與Cong等[11]的研究結(jié)果一致，也符合Becker家庭生產(chǎn)理論[10]中的為實(shí)現(xiàn)家庭利益最大化的資源最優(yōu)化分配行為。親代經(jīng)濟(jì)支持促進(jìn)親代照料支持的結(jié)果，分析提供親代經(jīng)濟(jì)支持的老年人往往也更有傾向去為子女提供照料支持，因?yàn)樵擃惱夏耆送泳邆鋾r(shí)間、金錢等方面的客觀條件以及主觀意愿。因此，雙向代際支持是一個(gè)系統(tǒng)有機(jī)的整體，不應(yīng)該割裂地只關(guān)注單方向，這在今后研究和相關(guān)部門政策制定方面均是值得注意的。

3.2 子代經(jīng)濟(jì)、照料支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用具有“直接”促進(jìn)作用

子代照料支持促進(jìn)住院服務(wù)利用的結(jié)果與以往研究結(jié)論一致[13-14]，子代照料有可能通過減少就醫(yī)障礙與醫(yī)療服務(wù)呈互補(bǔ)性，是醫(yī)療機(jī)構(gòu)與老年人之間的“橋梁”，從而促進(jìn)住院服務(wù)利用。Chen等的研究[15]得到代際關(guān)系與住院服務(wù)利用顯著相關(guān)，該研究對(duì)于代際關(guān)系的定義就包括了過去一年的兩代人相互照料的頻率、見面頻率和聯(lián)系頻率，相當(dāng)于本文的代際情感支持加上子代照料支持、親代照料支持的量表得分，一定程度上支持了本研究的結(jié)果。隨著社會(huì)變遷，家庭支持的功能日漸衰弱，建議弘揚(yáng)傳統(tǒng)孝道文化，增強(qiáng)家庭支持的傳統(tǒng)養(yǎng)老保障功能，鼓勵(lì)成年子女為老年人提供經(jīng)濟(jì)和照料支持，從而提高老年人住院服務(wù)的支付能力和可及性。政府應(yīng)該出臺(tái)相應(yīng)政策，建立子女為父母承擔(dān)醫(yī)療費(fèi)用的相關(guān)個(gè)稅抵扣福利制度；由于家庭照料和健康醫(yī)療、社會(huì)照護(hù)存在一定的互補(bǔ)性，因此學(xué)習(xí)意大利等國家為照料老年人的成年子女發(fā)放相應(yīng)的照料補(bǔ)貼[16]，有利于促進(jìn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合。

3.3 其他代際支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用的“間接”影響也不容忽視

雖然在本文的回歸結(jié)果中，親代支持以及代際情感支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用的影響并不顯著，但是結(jié)合通徑分析，可以認(rèn)為子代支持的影響顯著性可能承載了其他種類的雙向代際支持的作用，因此其他支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用仍有“間接”影響，不容忽視。諸如翟耀祖的研究[17]就發(fā)現(xiàn)照料孫輩會(huì)使老年人住院服務(wù)利用概率顯著上升，本研究與其結(jié)果不同的原因可能是本文的親代照料支持變量包含了隔代照料和照料子代兩方面內(nèi)容，照料子代遮掩了隔代照料的部分影響作用。薄贏的研究[8]也發(fā)現(xiàn)老年人向子女提供經(jīng)濟(jì)支持會(huì)在一定程度上擠出自身醫(yī)療消費(fèi)，提供非經(jīng)濟(jì)支持增加自身罹患疾病概率，從而促進(jìn)住院服務(wù)利用，本文未得到這些顯著性結(jié)果，分析可能是親代經(jīng)濟(jì)支持對(duì)老年人醫(yī)療消費(fèi)的擠出效應(yīng)在疾病較輕時(shí)才表現(xiàn)明顯，當(dāng)老年人病重需要住院時(shí)彈性較小影響未顯現(xiàn)出來；結(jié)合通徑分析，親代照料支持也會(huì)促進(jìn)子代照料支持，可能通過促進(jìn)子代照料支持間接影響住院服務(wù)利用，親代照料支持對(duì)老年人住院服務(wù)利用的影響可能受到子代照料支持的遮掩。