流動老年人口家庭代際關系的類別分析及其與健康狀況的關系*

王歡,饒宇軒,莊詠梅,劉明珠

(1.河海大學人口研究所,江蘇 南京 211100;2.河海大學公共管理學院;3.江蘇省衛生健康發展研究中心;4.國家衛生健康委計劃生育藥具不良反應監測中心)

隨著城鎮化與老齡化進程的加快,我國流動老年人口的規模持續擴大。根據第七次全國人口普查數據,截至2020年,我國流動老年人口數量已達3 327萬人,與2010年相比增長2 266萬人,年均增長12.11%［1]。既有研究表明,流動行為使得老年人口同時面臨身體的退行性變化與日常生活場域轉變造成的一系列挑戰,流動后會陷入“流動”與“衰老”的雙重困境［2]。老年人口流動后在社會資源分配、養老政策享受與社會融入水平等方面均較為劣勢,可能加劇其面臨的健康風險［3],需要對該群體的健康狀況更為重視。

健康社會決定因素模型認為,除基因與生物部分等微觀因素外,社會支持、社會政策等宏觀因素及家庭關系等中觀因素均是健康的重要影響因素［4]。受傳統孝道觀念的影響,家庭養老仍是中國子女贍養老人的主要方式,家庭代際關系被認為是老年人口健康的重要影響因素［5]。作為老年人口流動后最直接的生活保障與獲取非正式支持的重要渠道,家庭代際關系的質量、情感緊密程度及代際交換強度等會直接影響流動老年人口從子女處獲得的代際支持資源的能力［6]。同時,家庭代際關系還能通過醫療服務獲取、自我效能感等方式影響流動老年人口的身心健康,帶來一系列健康問題［7]。雖然已有部分研究關注流動老年人口的健康狀況［3,8],但較少研究圍繞家庭代際關系與流動老年人口健康狀況的關系展開探討。

在城鎮化與老齡化的背景下,考量家庭代際關系對流動老年人口健康狀況的多重影響,探究提升流動老年人口健康狀況的家庭支持體系具有重要現實意義。因此,本研究采用潛在類別分析法,基于家庭代際團結模型對流動老年人口進行家庭代際關系分型,區分不同家庭代際關系類別下流動老年人口的健康差異,并進一步探討家庭代際關系類別與流動老年人口健康狀況的關聯。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源。本研究所使用的數據來源于中國人民大學負責實施的中國老年社會追蹤調查2014、2016、2018三期混合截面數據。本研究的研究對象為60歲及以上、人戶分離且本地居住時間大于6個月的老年人口。由于一位老人可能對應多個子女,在經過“一對多”配對并剔除關鍵變量缺失值后,共獲得4 999個親代—子代關系配對樣本。

1.2 變量選取與說明。參考Zeng等(2017)與盧碩等(2019)的研究［9,10],本文從軀體健康與認知健康兩個維度考察流動老年人口的健康狀況。軀體健康通過基本生活活動量表(ADL)測量,包含流動老年人口進食、移動、控制大小便、穿衣、如廁、洗澡等條目。每一條目中,能獨立完成的項目記為3分,需要部分幫助記為2分,無法獨立完成記為1分。得分加總后,總分越高失能水平越低。在本研究中該量表的Cronbach's α系數為0.88。認知健康采用簡易精神狀態量表測量(MMSE),包含定向力、記憶能力、注意力與計算能力等4方面,滿分16分,總分越高代表流動老年人口的認知能力越強。在本研究中該量表的Cronbach's α系數為0.76。

家庭代際關系采用Bengtson等(1991)提出的代際團結模型測量［11],可分為結構性團結(影響互動程度的空間距離等因素)、情感性團結(代際間的情感親密度)、共識性團結(價值觀與意見上的一致性)、規范性團結(對其他家庭成員的責任)、聯系性團結(聯系的頻率與模式)與功能性團結(代際支持與資源互換)。采用九個指標來指征代際團結的六維度,包括子女的居住距離、聯系頻率(1=頻繁,0=不頻繁)、情感親密度(1=子女關心老人,0=子女不關心老人)、代際沖突(1=子女對老人要求過多,0=子女沒有要求過多)、養老規范(1=子女承擔養老,0=子女不承擔養老)及雙向經濟/工具支持(1=存在,0=不存在)。其中,居住距離設置為“本村/本社區”、“本市”與“本省其他市/其他省/境外”,其余均為二分類變量。

本研究的控制變量包括:性別、年齡、婚姻、受教育水平、居住地、收入水平、工作與否、流入時長、流入地區、同住人數、子女同住與否、親戚支持、朋友支持、社區是否提供養老服務、是否享有社會保障。其中年齡、收入水平、流入時長、同住人數、親戚支持與朋友支持為連續變量,其余均為分類變量。

2 結果

2.1 研究對象基本情況。本研究最終有效樣本數為4 999人。其中年齡區間60～97歲,平均年齡為(71.20±7.70)歲;男性2 150例(43.01%),女性2 849例(56.99%);初中及以上受教育水平的流動老年人口1 979例(36.19%);農村流動老年人口842例(17.45%),城市流動老年人口3 982例(82.55%)。流動老年人口的平均ADL得分為(29.51±1.71)分,平均MMSE得分為(10.32±4.14)分,從流動老年人口的健康狀況看,軀體健康狀況總體較好;流動老年人口認知健康狀況總體較為一般,且樣本內差異較大,詳細結果見表1。

表1 描述性統計

2.2 流動老年人口的家庭代際關系類別?；诩彝ゴH團結模型中結構、情感、共識、規范、聯系與功能6個維度構建1～6類潛在類別模型,模型擬合指標如表2所示。從2類到5類,模型的BLRT與LMRT均顯著(P<0.001),AIC、BIC與aBIC逐漸減小,而5類別模型擁有最大的Entropy值,類別占比均大于5%,具有分類意義。故最終選擇5類別模型為最佳模型,詳見表2。

表2 家庭代際關系的潛在類別擬合指標(n=4 999)

2.3 流動老年人口家庭代際關系類別的命名。流動老年人口家庭代際關系類別的條件概率見表3。類別1占總人數的7.6%,情感親密度處于中等水平,代際沖突可能性僅高于類別5,但向下經濟支持與雙向工具支持水平均高于類別2,故命名為“情感型關系組”。類別2占總人數的6.2%,流動老年人口與子女聯系少,較不親密,且代際支持水平基本處于最低水平,故命名為“疏離型關系組”。類別3占總人數的39.6%,流動老年人口與子女居住距離較近,聯系頻繁且情感親密,僅向上工具支持水平低于類別4,故命名為“緊密型關系組”。類別4占總人數的8.3%,流動老年人口與子女居住較近,雙向代際支持水平較高但存在代際沖突,故命名為“近而有間型關系組”。類別5與類別3較為相似,占總人數的38.4%,但流動老年人口主要接受子女的代際支持,向下經濟與工具支持均低于類別3與類別4,故命名為“接受型關系組”。

表3 潛在類別模型的條件概率(%)

2.4 流動老年人口健康狀況的類別差異。以健康狀況為結局變量,采用BCH法構建混合回歸模型,結果發現家庭代際關系的5類別在軀體健康與認知健康上均存在顯著差異(見表4)。就流動老年人口的軀體健康狀況而言,接受型關系組(M=29.690)與情感型關系組(M=29.558)最好,但不存在顯著差異(P>0.05);其次是近而有間型關系組(M=29.531)與緊密型關系組(M=29.368),不存在顯著差異(P>0.05);最后是疏離型關系組(M=29.211),其軀體健康狀況最差,與緊密型和接受型關系組相比均存在顯著差異(P<0.05)。

表4 流動老年人口健康狀況的類別差異(BCH法)

就流動老年人口的認知健康狀況而言,近而有間型關系組(M=11.857)與情感型關系組(M=11.089)最好,兩者差異顯著(P<0.05);其次是接受型關系組(M=10.422)與緊密型關系組(M=10.208),不存在顯著差異(P>0.05);而疏離型關系組擁有最差的認知健康狀況(M=7.949),與緊密型關系組相比差異明顯(P<0.001)。

2.5 流動老年人口家庭代際關系類別與健康狀況的多元線性回歸結果。在納入年齡、性別等人口社會學變量因素后,以流動老年人口的家庭代際關系的分類結果為自變量,健康狀況為因變量進行多元線性回歸分析,分類結果采用啞變量設置,以緊密型關系組作為參照組。表5展現了家庭代際關系類別對軀體健康的影響,回歸模型具有統計學意義,F(21,3081)=7.58(P<0.001),調整R2=0.098。與緊密型關系組的流動老年人口相比,情感型關系組(B=0.191,P=0.046)與接受型關系組(B=0.197,P=0.001)均能正向預測ADL得分,表明流動老年人口接受子女提供的支持經濟、工具或情感支持能獲得更積極的健康效應,而提供向下支持則可能損害其軀體健康。此外,控制變量的回歸結果表明,高齡、與子女同住、在業、流入中部地區是流動老年人口軀體健康的風險因素(P<0.05),而擁有初中及以上受教育水平、同住人數較多、高收入、流入時間較長、流入東北地區是流動老年人口軀體健康的保護因素(P<0.05)。

表5 流動老年人口家庭代際關系類別與軀體健康的多元線性回歸分析結果

表6呈現了家庭代際關系類別與認知健康的多元線性回歸分析結果,回歸模型具有統計學意義,F(21,3081)=60.65(P<0.001),調整R2=0.265?；貧w結果表明,與緊密型關系組的流動老年人口相比,疏離型關系組(B=-1.169,P<0.001)會負向預測其MMSE得分,而近而有間型關系組(B=1.162,P<0.001)則會正向預測其MMSE得分,較為良好的家庭代際關系有助于改善流動老年人口的認知健康。此外,控制變量的回歸結果表明,高齡、在業、同住人數較多及流入中部或西部地區是流動老年人口認知健康的風險因素(P<0.05),而男性、擁有初中及以上受教育水平、在婚、居住在城市、擁有較高收入及流入時間較長是流動老年人口認知健康的保護因素(P<0.05)。

表6 流動老年人口家庭代際關系類別與認知健康的多元線性回歸分析結果

3 討論

3.1 流動老年人口家庭代際關系整體較為和諧且具有不同類別。流動老年人口的家庭代際關系整體較為和諧,但仍存在不同類別。在充分考慮個體特征情況后,發現流動老年人口家庭代際關系可分為情感型關系組(7.6%)、疏離型關系組(6.2%)、緊密型關系組(39.6%)、近而有間型關系組(8.3%)與接受型關系組(38.4%)5個類別,說明流動老年人口與子女的家庭代際關系存在群體異質性。緊密型關系組在家庭代際關系的各維度上均處于較高水平,具有支持多、聯系緊以及居住距離近等特征。情感型關系組則表現為情感交流頻繁,但經濟與工具支持較弱。近而有間型關系組與子女存在明顯的代際沖突,但保持了高頻的經濟與工具支持,且代際間臨近居住。接受型關系組則在代際支持上主要以接受子女支持為主,向下提供的經濟與工具支持較弱。疏離型關系組具有代際居住距離遠、情感不親密且代際支持弱化的特征,家庭代際關系有待改善。流動老年人口整體與子女維持較為團結和諧的家庭代際關系,與既有研究類似［14,15],表明孝道觀念仍具有重要的當代價值;但是流動老年人口與子女間仍存在代際沖突,這可能與近年來養老觀念的轉變有關。

3.2 接受子女代際支持的流動老年人口總體上擁有更好的健康狀況。家庭代際關系類別健康狀況的差異比較表明,各類別間軀體與認知健康狀況均存在明顯差異,說明流動老年人口健康存在內在的異質性特征。接受型關系組與情感型關系組在ADL得分與MMSE得分上高于疏離型關系組,而近而有間型關系組在MMSE得分上高于情感型關系組與疏離型關系組,說明子女提供的經濟、工具支持及代際間情感交流均是影響流動老年人口健康狀況的重要因素。子女為流動老年人口提供多重支持可能會有效保障其軀體健康,而向上的經濟與工具支持則有利于改善其認知健康,與以往研究成果一致［16,17]。同時,研究結果進一步說明家庭代際關系存在沖突或斷裂的流動老年人口是失能失智的高危人群,應該針對不同類別家庭代際關系的人群進行區別干預。緊密型關系組與接受型關系組在ADL得分上存在差異,接受型關系組擁有更好的軀體健康狀況,這表明流動老年人口向下提供經濟與工具支持可能損害其軀體健康。造成這種差異的原因,可能是因為流動老年人口提供向下的代際支持會加重其經濟與生活負擔,提升其罹患慢性病的可能,影響身體機能的協調一致［18],從而加劇其軀體健康受損風險［19]。

3.3 良好的家庭代際關系能對流動老年人口的軀體健康與認知健康產生顯著積極影響。本研究結果發現,流動老年人口家庭代際關系類別對軀體健康與認知健康起到預測作用,良好的家庭代際關系能對流動老年人口的軀體健康與認知健康產生顯著積極影響,與既有研究結論基本一致。在校正人口社會學特征等混雜因素后,良好的家庭代際關系與ADL得分成正相關關系,情感型關系組與接受型關系組均能正向預測ADL得分,可見子女的多重代際支持是流動老年人口軀體健康的保護因素。一方面,這可能是因為流動老年人口對子女存在較強的經濟依賴,子女向上的經濟與工具支持有利于彌補正式社會支持系統的不足,減緩流動老年人口身體機能的衰退,加快ADL失能的恢復［21-23]。另一方面,子女的代際情感支持會通過子女的長期陪伴而逐漸積累,代際間濃厚的情感聚集有利于流動老年人口的身體機能的維持與恢復［24]。

既有研究表明,子女提供的代際支持有助于改善老年人口的認知健康狀況［7,25]。本研究分析了家庭代際關系類別與認知健康的關聯,發現較差的家庭代際關系與MMSE得分成負相關,子女與流動老年人口間較低水平的代際支持是認知健康的風險因素,這進一步印證了相關結論。這種風險效應的出現,一方面可能因為子女提供的代際支持可以降低流動老年人口的經濟壓力,有助于其更加注重健康生活行為,從而間接作用于認知功能的改善。而子女代際支持的缺失可能增加流動老年人口的經濟與生活壓力,使其無暇顧及自身健康風險,造成認知功能受損。另一方面,流動老年人口在經濟、生活上支持子女的“逆反哺”行為提升了其家庭與社會地位,可以有效增強流動老年人口的生活掌握感與社會交換感,這一定程度上有利于其認知健康的改善［26]。

4 結論與建議

鑒于家庭代際關系與流動老年人口健康狀況之間的復雜關聯,在思考流動老年人口健康的促進對策時,應當重視家庭代際關系各要素對流動老年人口健康的差異化影響?；诖?一是要強化家庭資源分配中子女對流動老年人口經濟支持、工具支持的積極選擇,優化家庭內部親代與孫代的資源分配［27],緩解代際矛盾與沖突,推動流動老年人口與子女形成團結和諧的家庭代際關系,以改善其軀體健康與認知健康。

二是應當加強代際情感交流,弘揚新孝愛文化。從家庭代際關系類別與流動老年人口健康狀況的關聯看,情感支持是影響流動老年人口軀體健康與認知健康的重要因素,滿足流動老年人口的精神慰藉需求有助于改善其健康狀況。應當鼓勵子女、政府及社會積極參與盡孝實踐,子女應當通過視頻電話、語音溝通等方式加強與流動老年人口的日常聯系;政府應當強化社會敬老氛圍,建立健全老齡服務體系,完善社區養老服務功能。社區對于流動老年人口這一外來群體應當積極接納,通過建設社區養老服務中心,開展多樣化養老活動的方式拓展其社交圈,提升流動老年人口的社會融入水平,以此加強外部的情感支持。

三是減少家庭對流動老年人口的向下代際支持依賴,推動家庭責任的合理分擔。研究結果表明,提供代際支持會對流動老年人口的軀體健康產生顯著負向影響。流動老年人口在家庭育兒責任與子女生活壓力的情況下,可能會傾向于向子女提供經濟支持與生活照料,這在一定程度上增加了流動老年人口的經濟與生活負擔,不利于其健康的改善。因此,需要采取多種措施減輕子女的育兒負擔與生活壓力,鼓勵其回歸家庭,推動家庭責任合理分擔。一方面,政府應當強化對家庭的政策支持,在帶薪年假等制度的基礎上,提供針對家庭成員的育兒支持政策,如產假、哺乳假等,保障子女充足的家庭照料時間;同時加強普惠型托育服務體系建設,降低子女育兒壓力。另一方面,應當通過制定家庭稅收優惠政策的方式,鼓勵家庭成員承擔供養父母的職責,強化家庭的贍養功能。

本研究尚存在一定的不足之處:本研究為混合截面數據,無法推斷家庭代際關系類別與健康狀況之間的因果關系。同時,由于老年人口通常傾向于美化家庭代際關系,可能導致分類誤差。此外,由于指標來源的限制,本文并未引入更多健康指標以綜合反映流動老年人口的健康狀況。未來研究首先可以進一步探究家庭代際關系類別與流動老年人口健康狀況的因果關系,同時可以采用更多健康指標全面衡量流動老年人口的健康狀況。