向運華 楊涵一

[摘? ? 要] 基于2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元線性回歸方法并利用工具變量法控制內(nèi)生性偏誤，研究老人的居住方式以及獨居老人子女的不同居住安排對老年人認(rèn)知健康的影響后發(fā)現(xiàn)，一人獨居比親子同住更有利于提高老年人的認(rèn)知健康水平，對于獨居老人而言，子女與老人同住一村（街道）或一鄉(xiāng)（區(qū)）的近鄰居住安排對老年人的認(rèn)知健康收益最為有利。獨居且子女呈近鄰居住安排的老年人在認(rèn)知健康收益上存在年齡、性別和戶籍的異質(zhì)性，高齡、女性和農(nóng)村老年人群體在此種居住安排中所獲的認(rèn)知健康收益更大。同時，逐項檢驗回歸系數(shù)法驗證了家庭照料可及性和社會活動參與在子女近鄰居住安排對獨居老人認(rèn)知健康的影響中存在部分中介效應(yīng)。建議完善頂層設(shè)計，鼓勵子女近鄰居住安排;關(guān)注家庭照料在養(yǎng)老服務(wù)體系中的重要作用，完善家庭照料支持政策，推動“三位一體”養(yǎng)老服務(wù)體系融合發(fā)展;開展多樣化文體活動，促進(jìn)老年人社會參與，著力提升老年人認(rèn)知健康水平。

[關(guān)鍵詞] 老年人;居住方式;養(yǎng)老方式;認(rèn)知健康;家庭照料

[中圖分類號] C913.6? [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A? [文章編號] 1002-8129（2022）03-0044-14

一、引言

第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國60周歲及以上的老齡人口達(dá)26402萬人，占總?cè)丝跀?shù)的18.7%，預(yù)計到“十四五”期末，我國60歲及以上老年人口規(guī)模將達(dá)3億人，我國將由“輕度老齡化”社會過渡到“中度老齡化”社會。老齡化趨勢的不斷加強帶來對老年人健康問題的深入關(guān)注。2017年，國家衛(wèi)生計生委等13部門聯(lián)合印發(fā)《“十三五”健康老齡化規(guī)劃》（國衛(wèi)家庭發(fā)〔2017〕12號），明確提出全周期維護(hù)老年人健康，持續(xù)提升老年人健康水平，實現(xiàn)健康老齡化的發(fā)展目標(biāo)。2019年11月，中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《國家積極應(yīng)對人口老齡化中長期規(guī)劃》進(jìn)一步明確積極應(yīng)對人口老齡化的戰(zhàn)略目標(biāo)，要求“積極推進(jìn)健康中國建設(shè)，建立和完善老年健康服務(wù)體系”。

老年人健康指標(biāo)具有綜合性，包括老年人的軀體功能、心理狀態(tài)、認(rèn)知功能、慢性病患病狀況等多個維度，國內(nèi)對老年人健康問題的研究多聚焦于老年人的軀體健康和心理健康方面，對老年人認(rèn)知健康問題缺乏足夠關(guān)注。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，有關(guān)老年人認(rèn)知障礙的國內(nèi)研究多集中于醫(yī)學(xué)方面，在社會學(xué)、人口學(xué)及公共管理學(xué)等領(lǐng)域的研究寥寥。而隨著老年人認(rèn)知障礙問題日益成為一項重要的公共衛(wèi)生議題，除在醫(yī)學(xué)方面的探索外，學(xué)界更應(yīng)從公共政策方面尋求更多的應(yīng)對方案[1]。國外多項實證研究發(fā)現(xiàn)老年人認(rèn)知功能障礙與失能密切相關(guān)，存在認(rèn)知功能障礙的老年人發(fā)生失能的風(fēng)險系數(shù)顯著升高，進(jìn)而對老年人生活質(zhì)量造成嚴(yán)重影響[2][3]，劉玥婷等（2020）認(rèn)為老年人認(rèn)知衰弱對老年人出現(xiàn)失能、抑郁、住院、死亡等不良健康結(jié)果存在預(yù)測價值提示[4]，艾亞婷等（2019）和李崢等（2020）的研究也表明老年人的認(rèn)知健康水平是老年人抑郁情緒的重要預(yù)測因素，認(rèn)知功能受損的老年人抑郁發(fā)生率較高[5][6]。因此關(guān)注老年人的認(rèn)知健康水平，對于早期識別與監(jiān)測存在失能及抑郁情緒的老年人有重要作用，進(jìn)而有助于為其提供創(chuàng)新性的預(yù)防和干預(yù)舉措，防止因疾病進(jìn)展而產(chǎn)生的不良臨床結(jié)果。

城鎮(zhèn)化進(jìn)程的快速發(fā)展和計劃生育政策的長期執(zhí)行使得我國傳統(tǒng)的家庭結(jié)構(gòu)模式逐漸瓦解，傳統(tǒng)的三代同堂，甚至四世同堂的居住模式日漸式微，家庭結(jié)構(gòu)向微型化、核心化發(fā)展。同時農(nóng)村地區(qū)家庭結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)分離化、空巢化趨勢，我國獨居老人和空巢老人數(shù)量明顯增加，在老齡化日趨嚴(yán)重的背景下，傳統(tǒng)家庭照料缺失帶來的養(yǎng)老難題成為社會關(guān)注焦點。然而近年來，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的驅(qū)動下，吸引年輕人返鄉(xiāng)的“拉力”增強，相關(guān)人口普查數(shù)據(jù)和農(nóng)民工監(jiān)測數(shù)據(jù)反映出我國流動人口存在從東部地區(qū)向中西部地區(qū)“回流”的趨勢[7]，更有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村青壯年越來越多地和父母居住于同一縣市內(nèi)，呈“離土不離縣”的近鄰居住格局[8]，這種新變化在實現(xiàn)子女自身就業(yè)需求的同時一定程度上兼顧了對老人的贍養(yǎng)義務(wù)，可能對老年人的健康水平產(chǎn)生正向影響。

基于上述，本文聚焦于老年人的認(rèn)知健康，采用2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）數(shù)據(jù)，探討不同居住方式下老年人認(rèn)知健康的差異，進(jìn)一步細(xì)分獨居老人的子女居住安排，分析子女的不同居住安排對獨居老人的認(rèn)知健康存在何種影響，并在此基礎(chǔ)上探尋何種居住安排能實現(xiàn)老年人認(rèn)知健康收益的最大化。

二、文獻(xiàn)綜述

結(jié)合已有文獻(xiàn)的研究，可以將老年人的居住方式劃分為六類：獨立居?。í毦樱?、僅與配偶共同居?。ǚ蚱蘅粘勃毦樱?、與子女共同居?。ㄓH子同?。⒍啻献?、與無親緣關(guān)系的人共居以及在養(yǎng)老機構(gòu)居住[9]。在不同居住方式對老年人健康產(chǎn)生何種影響的討論上，多數(shù)學(xué)者著重討論獨居、與配偶居住以及親子同住對老年人精神（心理）健康帶來的不同結(jié)果，也有學(xué)者將多代合住納入研究，部分學(xué)者還考察了不同居住方式對老年人身體健康的影響。但各學(xué)者的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。部分學(xué)者認(rèn)為較之獨居，親子同住能顯著提高老年人的身心健康水平，如X.Chen等（2000）通過對1992年北京老齡化多維縱向研究基線調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)親子同住通過增加代際支持而對提升老人幸福感起著正向的促進(jìn)作用[10];Li等（2009）利用1998年和2000年兩期中國老年健康影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)，經(jīng)實證研究后發(fā)現(xiàn)較之獨居老年人，與配偶和子女同住的老年人死亡風(fēng)險更低，自評健康狀況更好[11];穆瀅潭和原新（2016）基于2008年和2011年兩期中國老年健康影響因素調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)相對于空巢老人，親子同住對老年人精神健康有顯著的積極效應(yīng)[12]。在具體的影響機制方面，持這種觀點的學(xué)者多從代際關(guān)系入手，即親子同住構(gòu)建的良好的代際關(guān)系既能給老年人帶來經(jīng)濟(jì)支持和精神慰藉，還能促進(jìn)老年人的健康行為，進(jìn)而提升其身心健康水平。而另一部分學(xué)者的研究結(jié)論卻有所不同，其認(rèn)為相較于親子同住，獨居或與配偶居住反而對老年人的身心健康更有利，如任強和唐啟明（2014）認(rèn)為配偶才是影響老年人幸福感的關(guān)鍵因素，無論是否與親屬同住，喪偶老人的抑郁程度都比較高。此外，單純與成年子女或單純與孫子女一起居住的二代居住格局反而會損害老年人的情感健康[13];劉宏等（2011）也發(fā)現(xiàn)與空巢獨居相比，多代合住的居住模式并不能給老年人帶來最優(yōu)的健康和幸福度[14];Maruyama等（2015）研究發(fā)現(xiàn)在不以經(jīng)濟(jì)補償作為交換條件的情況下，與子女同住反而對父母的健康狀況產(chǎn)生負(fù)向影響[15]。持這部分觀點的學(xué)者多認(rèn)同“家庭沖突論”，即親子同住引發(fā)的摩擦與矛盾易造成代際關(guān)系緊張，反而對老人的健康狀況產(chǎn)生不利影響?？梢?，由于數(shù)據(jù)來源、研究方法及研究視角的不同，各學(xué)者的研究結(jié)論缺乏統(tǒng)一性。

如前所述，學(xué)界對老年人認(rèn)知健康的關(guān)注尚十分有限，部分學(xué)者對影響老年人認(rèn)知健康的因素進(jìn)行綜合研究，其中，年齡、性別、戶籍、日常生活自理能力、教育水平、是否從事農(nóng)業(yè)活動、休閑活動參與等因素被認(rèn)為能顯著影響老年人的認(rèn)知健康水平[16][17][18]。也有少數(shù)學(xué)者關(guān)注到居住方式對老年人認(rèn)知健康的影響，但其結(jié)論也呈現(xiàn)不一致性。余央央和陳杰（2020）利用“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，采用記憶力和智力完整性衡量老人的認(rèn)知健康，實證研究發(fā)現(xiàn)夫妻空巢獨居比親子同住更利于老年人認(rèn)知健康，夫妻同住且子女同縣的居住方式對老人的認(rèn)知健康最有利[8];而劉一偉（2018）基于2011年“中國老年健康影響因素調(diào)查”數(shù)據(jù)的實證分析則發(fā)現(xiàn)相比于獨居，親子同住反而能提高老年人的認(rèn)知健康水平[19];王萍等（2016）的研究則發(fā)現(xiàn)親子同住、三代同堂或老人一人獨居會加快老人認(rèn)知功能水平的衰退速度，隔代居住或夫妻空巢居住則能減緩認(rèn)知功能水平的衰退[20]。結(jié)論存在差異的原因或許是數(shù)據(jù)來源不一致、研究方法存在差異以及對認(rèn)知健康指標(biāo)的衡量方式不一致。

綜上所述，已有研究主要存在如下不足：（1）關(guān)注老年人認(rèn)知健康的研究成果較少，已有的研究結(jié)論尚不一致;（2）在子女的不同居住安排對老人認(rèn)知健康的影響機制上分析尚不全面，有待進(jìn)一步完善?；谝陨涎芯坎蛔?，本文利用2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，重點關(guān)注老年人認(rèn)知健康水平，解釋變量上除了劃分獨居老人和親子同住老人，還參考余央央和陳杰（2020）的做法，將獨居老人進(jìn)一步劃分為一人獨居和夫妻空巢獨居兩類[8];此外進(jìn)一步細(xì)分獨居老人子女的不同居住安排，主要分為三類：與老人近鄰居住、與老人同縣居住和與老人遠(yuǎn)距離居住。研究方法上采用多元線性回歸和工具變量法，此外采用逐項檢驗回歸系數(shù)方法檢驗子女不同居住安排對獨居老人認(rèn)知健康的影響機制，在此基礎(chǔ)上探索子女何種居住安排能實現(xiàn)老人認(rèn)知健康收益最大化，進(jìn)而為促進(jìn)老年人健康水平，推進(jìn)我國健康老齡化進(jìn)程提出可行的政策建議。

三、數(shù)據(jù)描述及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS），是由北京大學(xué)健康老齡與發(fā)展研究中心及國家發(fā)展研究院組織的老年人追蹤調(diào)查，調(diào)查范圍覆蓋全國23個省、市和自治區(qū)，調(diào)查對象為65歲及以上老年人和35-64歲成年子女，調(diào)查內(nèi)容主要包括老人及家庭基本狀況、社會經(jīng)濟(jì)背景及家庭結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)來源和經(jīng)濟(jì)狀況、健康和生活質(zhì)量自評、認(rèn)知功能、性格心理特征、日?；顒幽芰?、生活方式、生活照料等健康信息。本文選取2018年最近一次跟蹤調(diào)查的截面數(shù)據(jù)，結(jié)合本文的研究目的，剔除居住于養(yǎng)老機構(gòu)的老人樣本、無子女樣本和全部子女死亡樣本，共得到有效樣本13972個。

（二）變量選取及描述

1. 被解釋變量。認(rèn)知功能指人腦將接受到的外界信息加工處理后轉(zhuǎn)化為內(nèi)在的心理活動，從而獲取知識或應(yīng)用知識的能力，包括記憶、語言、執(zhí)行、計算和理解判斷等。認(rèn)知健康指個體的認(rèn)知功能處于正?；蛄己脿顟B(tài)，從而滿足日常生活需要[21]。本文采用認(rèn)知能力得分衡量老年人認(rèn)知健康水平。CLHLS問卷中有關(guān)認(rèn)知功能測量量表是在國際通用的簡易精神狀態(tài)量表（MMSE）基礎(chǔ)上構(gòu)建，結(jié)合中國國情對其進(jìn)行簡單修改，刪除閱讀和書寫能力測試，增添了“一分鐘說食物數(shù)”，修改后的認(rèn)知功能測量量表共包括五大類：一般能力、反應(yīng)能力、注意力及計算能力、回憶和語言、理解與自我協(xié)調(diào)能力。結(jié)合已有文獻(xiàn)的做法[15]，將一般能力下一分鐘所說食物數(shù)計7分（少于7個計原始分值，大于等于7個計滿分7分），其他23個問題答對1個計1分，答錯或無法完成計0分，認(rèn)知能力得分滿分為30分，25分及以上計為認(rèn)知功能正常，21～24分為認(rèn)知功能輕度損傷，10～20分為中度損傷，9分及以下為重度損傷[22]。

2. 解釋變量。本文先將老人的居住方式分為親子同住和獨立居住，為了檢驗配偶對老人認(rèn)知健康的影響，進(jìn)一步將獨居劃分為一人獨居和夫妻空巢獨居。在獨居基礎(chǔ)上納入子女的不同居住安排，以離老人居住最近的子女的居住地為標(biāo)準(zhǔn)，將與老人居住在同村（街道）、同鄉(xiāng)（區(qū)）的子女定義為近鄰居住，與老人居住在同一縣市內(nèi)的子女定義為同縣（市）居住，居住在同省的其他縣市或者其他地方則定義為遠(yuǎn)距離居住。構(gòu)建一人獨居和夫妻空巢獨居對子女不同居住安排的交乘項，以此識別使老人獲得最高認(rèn)知健康收益的居住方式和子女居住安排。

3. 控制變量?？刂谱兞糠矫娼Y(jié)合關(guān)于老年人認(rèn)知健康影響因素的已有文獻(xiàn)的討論[21]，主要控制了老年人的個體特征及家庭特征。個體特征主要包括年齡、性別、戶籍、教育年限、日常生活活動能力（ADL）、工具性日常生活活動能力（IADL）、自評健康、60歲以前是否從事農(nóng)業(yè)活動、是否有養(yǎng)老保險和是否有醫(yī)療保險。值得指出的是，若老人在吃飯、洗澡、穿衣、室內(nèi)活動、獨立去廁所以及控制大小便六項日常自理活動中，至少有一項需要人幫助，我們定義為ADL有障礙;老人在串門、外出購物、獨自做飯、獨自洗衣服、走遠(yuǎn)路、提重物、下蹲和乘公交八項日?；顒又笜?biāo)中至少有一項需要人幫助，則定義為IADL有障礙。自評健康變量為有序分類變量，取值范圍為1～5，1表示很好，5表示很不好。家庭特征包括婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量以及家庭全年收入（對數(shù)值）。

表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，從表1可知，認(rèn)知能力得分（對數(shù)值）的樣本均值為3.126，替換為原本分值為22.78，可見樣本中大部分老年人的認(rèn)知健康狀況存在輕度受損情況。親子同住的老年人占比為23.7%，一人獨居和夫妻空巢獨居老年人分別占比16.4%和25.9%?？梢姌颖局歇毦永先说恼急容^大;細(xì)分獨居老人的子女不同的居住安排，可見子女近鄰而居的比例大于子女同縣（市）居住和遠(yuǎn)距離居住的比例，這與過往的研究發(fā)現(xiàn)略有差異[8]，可能存在兩部分原因：一是近年來在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略驅(qū)動下，外地務(wù)工子女返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)積極性提高;二是CLHLS數(shù)據(jù)庫的樣本多為高齡老人（如本文中老人年齡的樣本均值約為85歲），高齡老人對家庭照料的需求更強，使得子女選擇居住于離老人更近的同村（街道）或同鄉(xiāng)（區(qū)）內(nèi)以給老人提供更多的照料服務(wù)。此外樣本中老人多為城鎮(zhèn)戶籍;教育平均年限為3.4年，受教育水平較低;27.5%的老人存在日常生活活動能力障礙，65.7%的老人存在工具性日常生活活動能力障礙;多半老人的自評健康狀況介于一般和好之間;約有一半以上的老人60歲以前從事農(nóng)業(yè)活動;老年人擁有醫(yī)療保險的比例為84.6%，擁有養(yǎng)老保險的比例為27.5%，說明養(yǎng)老保險的覆蓋率在老年人群體中還比較低。

（三）模型設(shè)定

本文采用多元線性回歸模型（OLS），在控制老人的個體特征和家庭特征基礎(chǔ)上估計老人的不同居住方式以及獨居老人子女的不同居住安排對老人認(rèn)知健康水平的影響，計量模型設(shè)定如下：

式（1）中表示個體i的認(rèn)知健康水平，

=1表示個體i的居住方式（親子同住、一人獨居、夫妻空巢獨居）以及獨居時個體i子女的不同居住安排（一人獨居/夫妻空巢獨居+子女近鄰居住、一人獨居/夫妻空巢獨居+子女同縣（市）居住、一人獨居/夫妻空巢獨居+子女遠(yuǎn)距離居?。?? ? ?表示個體i的個體特征和家庭特征;? ? ?為個體誤差;? ? ?為截距項。主要通過系數(shù)? ? ?分析不同居住方式和老人認(rèn)知健康之間的關(guān)系。

由于居住方式和老年人的認(rèn)知健康之間存在一定的內(nèi)生性問題，不同的居住方式會影響老年人的認(rèn)知健康水平，但本身認(rèn)知健康水平較高、身體狀況較好的老年人可能傾向于選擇獨居，而認(rèn)知健康水平低、身體狀況較差的老年人更需要獲得家庭照料，從而更多地選擇親子同住的居住方式，即二者之間存在反向因果關(guān)系。此外一些不可觀測的遺漏變量（如老人先天的健康稟賦等）也會影響認(rèn)知健康水平。為了處理潛在的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量（IV）與兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。IV估計方法要求選取的工具變量與解釋變量相關(guān)（相關(guān)性）而與擾動項不相關(guān)（外生性），即所選取的工具變量只通過影響解釋變量這一唯一渠道而影響被解釋變量。結(jié)合已有文獻(xiàn)的討論[23]，本文最終選取老人最年長的子女歲數(shù)大于55歲作為工具變量，中國傳統(tǒng)文化往往會強調(diào)長子長女的主要照料責(zé)任，而最年長子女的歲數(shù)超過55歲，其身份從照料者向需要照料者轉(zhuǎn)變，可能更多選擇不再與父母共同居住，即老人獨居比例會上升，親子同住比例會下降，而最年長子女歲數(shù)與老人的認(rèn)知健康水平?jīng)]有直接關(guān)系，一定程度上具備外生性。兩階段模型設(shè)定如下：

四、實證結(jié)果及分析

（一）一人獨居、夫妻空巢獨居和親子同住

表2報告了老人的不同居住方式對認(rèn)知健康的影響，在控制了個體特征和家庭特征后，用以比較獨居和親子同住對認(rèn)知健康的不同影響?；貧w結(jié)果顯示，老人一人獨居與其認(rèn)知健康水平在1%的顯著性水平上呈正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為5.6%，而親子同居則在10%的顯著性水平上不利于認(rèn)知健康水平的提升，系數(shù)為-1.7%，夫妻空巢獨居與老人的認(rèn)知健康水平雖然也呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)，但在統(tǒng)計學(xué)意義上不顯著。這在一定程度驗證了所謂的“家庭沖突論”，即親子同住對老人而言可能并非最合意的居住方式，共居造成的代際關(guān)系緊張反而對老人的認(rèn)知健康水平產(chǎn)生不利影響。

另外，在其他控制變量上我們也可以得出一些結(jié)論：較之女性，男性老人的認(rèn)知健康水平往往更好;城鎮(zhèn)戶籍的老人的認(rèn)知健康水平比農(nóng)村戶籍的老人相對較差;隨著年齡的增長，老人的認(rèn)知健康水平逐漸下降;ADL和IADL存在障礙的老人認(rèn)知健康水平更低;自評健康狀況較差的老人認(rèn)知健康水平較低;教育年限與認(rèn)知健康水平顯著正相關(guān)，說明受教育程度越高的老人，其認(rèn)知健康水平更好;60歲以前從事農(nóng)業(yè)活動的老人認(rèn)知健康水平較低;擁有醫(yī)療保險與認(rèn)知健康水平顯著呈正相關(guān)，而擁有養(yǎng)老保險與認(rèn)知健康水平雖在符號上存在正相關(guān)，但在統(tǒng)計學(xué)意義上并不顯著。另外，子女?dāng)?shù)量越多、擁有配偶、家庭經(jīng)濟(jì)狀況更好的老人的認(rèn)知健康水平更高。

表3報告了IV估計后的兩階段結(jié)果，第一階段結(jié)果顯示，老人最年長的子女大于55周歲與老人一人獨居和夫妻空巢獨居呈顯著正相關(guān)，與親子同居呈顯著負(fù)相關(guān)，驗證原有假設(shè)，即長子或長女由照料人向被照料人的身份轉(zhuǎn)變，使得父母更偏向獨立居住。由于夫妻空巢獨居的工具變量聯(lián)合檢驗F統(tǒng)計量小于10，不能拒絕“弱工具變量”假設(shè)，因此IV估計方法僅糾正親子同居和老人一人獨居OLS估計產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。結(jié)合二階段的回歸結(jié)果可知，親子同居對老人認(rèn)知健康的影響系數(shù)由原有的-0.017下降至-1.43，一人獨居對老人認(rèn)知健康的影響系數(shù)則由原來的0.056增加到1.21，說明原有的OLS估計低估了一人獨居對認(rèn)知健康的正向影響和共居對老人認(rèn)知健康的負(fù)向影響。

（二）子女不同居住安排對獨居老人認(rèn)知健康的影響

進(jìn)一步對獨居老人子女的不同居住安排進(jìn)行細(xì)分，子女的居住安排對獨居老人認(rèn)知健康水平的影響由表4報告。表4的（1）—（3）欄顯示，不論子女選擇何種居住安排，一人獨居與老人的認(rèn)知健康水平均呈正相關(guān)（1%的顯著性水平），而子女近鄰居住較之子女同縣（市）居住對老人的認(rèn)知健康水平的提升更為有利，約增加0.8個百分點;一個不尋常的發(fā)現(xiàn)是子女遠(yuǎn)距離居住對獨居老人認(rèn)知健康水平的提升反而更為有利，這與部分學(xué)者所認(rèn)為的“老人與子女的居住距離越遠(yuǎn)，老人的身心健康狀況越差”的研究結(jié)論[24]相悖，筆者認(rèn)為可能存在幾個方面原因：一是潛在的內(nèi)生性偏誤，包括反向因果關(guān)系的存在，即認(rèn)知健康水平越高的老人，由于自身健康狀況較好，對家庭照料的需求較低，使得子女選擇遠(yuǎn)距離的居住安排，或者受到不可觀測的遺漏變量的影響（如老年人先天的健康稟賦等）;另一方面，隨著社會化養(yǎng)老服務(wù)體系的不斷完善，對于獨居老人的社會支持隨之加強，從而其在一定程度上彌補了家庭支持的不足，以至于老人從社會支持中獲得的認(rèn)知健康收益甚至超過了從家庭照料中獲取的認(rèn)知健康收益。此外，有學(xué)者的研究表明休閑活動對高齡老人的認(rèn)知功能有保護(hù)作用[16]，因此存在另一種可能：對比近鄰居住可能給老人帶來孫輩的照料負(fù)擔(dān)，子女遠(yuǎn)距離的居住安排反而使得老人存在大量空余時間，老人在閑暇生活中開展的社會活動增進(jìn)了老人的認(rèn)知健康收益，即社會活動在子女遠(yuǎn)距離居住安排與老年人認(rèn)知健康中間起一定的中介作用，這一點將在后文詳述。表4的（4）—（6）欄顯示，對夫妻空巢獨居老人而言，子女近鄰居住的居住安排能實現(xiàn)老人認(rèn)知健康收益的提高，影響系數(shù)為1.9%（1%的顯著性水平）;而子女選擇同縣（市）居住或遠(yuǎn)距離居住，對老人的認(rèn)知健康均有負(fù)向影響，其中選擇遠(yuǎn)距離居住對老人的認(rèn)知健康最不利，會使老人的認(rèn)知健康水平下降3.9個百分點（1%的顯著性水平）。

（三）異質(zhì)性分析

如前所述，無論是一人獨居或是夫妻空巢獨居，相較而言子女近鄰居住的安排對老人認(rèn)知健康收益的提升最為有益。下面就老人獨居且子女近鄰居住的居住方式從年齡、性別、受教育水平及戶籍四方面進(jìn)行異質(zhì)性分析，分組回歸結(jié)果由表5報告?？梢?，相較于低齡老人，大于等于85歲的高齡老人在子女近鄰居住的居住安排上認(rèn)知健康收益更大，這在一人獨居的老年人群體中更為顯著，其認(rèn)知收益高于低齡老人近6個百分點（1%的顯著性水平）。女性獨居老人比男性獨居老人從子女近鄰居住安排中獲得的認(rèn)知健康收益更多，這可能是源于女性獨居老人經(jīng)濟(jì)狀況較差，更需要獲得子女的照料。另外接受小學(xué)及以上教育的老年人從子女近鄰居住安排中的認(rèn)知收益略高于受教育水平較低的老年人，但二者的差距十分微小。農(nóng)村戶籍的一人獨居老人從子女近鄰居住安排中的認(rèn)知健康收益大于城鎮(zhèn)戶籍的一人獨居老人，這可能源于城鎮(zhèn)的養(yǎng)老服務(wù)體系更為完善，社會化養(yǎng)老對子女提供的家庭照料存在一定程度的擠出效應(yīng)。

五、子女不同居住安排對獨居老人認(rèn)知健康的影響機制分析

子女的不同居住安排具體以何種渠道影響?yīng)毦永先说恼J(rèn)知健康水平？本文從家庭照料可及性、醫(yī)療服務(wù)可及性和社會活動參與三方面予以解釋：子女離老人居住越近，子女通過看望老人、和老人通訊聯(lián)系等方式來為老人提供日常生活照料和精神慰藉，老人生病時也可以盡快聯(lián)系子女以接受醫(yī)療救治，即子女居住越近，老人家庭照料可及性和醫(yī)療服務(wù)可及性越強，從而對老人的認(rèn)知健康水平產(chǎn)生正向影響。另外，對于獨居老人，特別是一人獨居老人而言，參與社會活動，通過與同伴及社會群體的交流，能有效提高其認(rèn)知健康水平。結(jié)合研究目的與問卷結(jié)構(gòu)，家庭照料可及性以子女看望和通訊聯(lián)系父母的頻率來表示，根據(jù)問卷中“子女是否常來看您”和“子女是否常通訊聯(lián)系”分別構(gòu)建“Visit”和“Contact”變量（“Visit”=1表示經(jīng)?？赐先?，“Contact”=1表示經(jīng)常與老人通訊聯(lián)系）;根據(jù)問卷中“如果您生重病，請問能及時到醫(yī)院治療嗎”構(gòu)建“Medical”變量（“Medical”=1表示能及時前往醫(yī)院就醫(yī)），以此表示醫(yī)療服務(wù)可及性;根據(jù)問卷中“您現(xiàn)在從事/參加以下活動嗎”構(gòu)建“Activity”變量，將問卷中頻次“幾乎每天”“每周至少一次”和“每月至少一次”定義為“經(jīng)常參與社會活動”，并賦值為1，將“不是每月，但有時”和“不參加”定義為“不經(jīng)常參與社會活動”，賦值為0。針對12種活動，“Activity”取值范圍為0～12分，作為社會活動參與變量。本文將以定義的“Visit”“Contact”“Medical”和“Activity”四個變量作為中介變量，采用Baron和Kenny（1986）提出的逐項檢驗回歸系數(shù)法檢驗不同居住安排對老人認(rèn)知健康影響的作用機制[25]，主要分為三步：首先，檢驗子女不同居住安排對獨居老人認(rèn)知健康的影響，這在前文中已得到檢驗;其次，回歸分析獨居老人的子女不同居住安排對中介變量的影響，若不顯著則停止進(jìn)一步的檢驗;最后，回歸分析中介變量和獨居老人子女不同居住安排對老人認(rèn)知健康的影響。具體結(jié)果如表6、表7和表8所示。

表6報告了獨居老人子女的不同居住安排對四個中介變量的影響，其中就一人獨居老人而言，子女近鄰居住安排對子女看望和通訊聯(lián)系父母的頻率呈正向影響（1%的顯著性水平），而子女遠(yuǎn)距離居住則對子女看望父母的頻率起負(fù)向影響（1%的顯著性水平）。對于社會活動參與變量，在一人獨居情況下，無論子女呈何種居住安排，都對社會活動參與起正向影響，其中子女同縣（市）居住或遠(yuǎn)距離居住對一人獨居老人社會活動參與的促進(jìn)效應(yīng)要略大于子女近鄰居住，這與此前的分析相一致，子女近鄰居住可能會使老人犧牲部分空余時間承擔(dān)對孫輩的照料責(zé)任，因此社會活動的參與頻率小于子女同縣（市）居住或遠(yuǎn)距離居住情況。就夫妻空巢獨居老人而言，同樣的，子女近鄰居住對子女看望和通訊聯(lián)系父母的頻率呈正向影響（1%的顯著性水平），子女遠(yuǎn)距離居住對子女看望父母的頻率起負(fù)向影響（1%的顯著性水平），子女同縣（市）居住則對子女看望和通訊聯(lián)系父母的頻率以及老人及時就醫(yī)有正向影響（分別在10%、1%和5%的顯著性水平）。

表7和表8報告了獨居老人子女的不同居住安排對老年人認(rèn)知健康影響機制的檢驗結(jié)果?？梢姡蝗霜毦忧易优従幼∏闆r下，納入三個中介變量，其影響系數(shù)有所下降，說明三個渠道起部分中介效應(yīng)，即此種居住安排能通過提高子女看望和通訊聯(lián)系老人的頻率以及促進(jìn)老人參與社會活動的頻率來提升老人的認(rèn)知健康水平。同理，一人獨居且子女同縣（市）居住或一人獨居且子女遠(yuǎn)距離居住通過提升老人社會活動參與頻率來提升老人的認(rèn)知健康水平。此外，在一人獨居且子女遠(yuǎn)距離居住的居住方式下，子女看望父母的頻率起遮掩效應(yīng)，即控制該項因素后老人的認(rèn)知健康水平能進(jìn)一步提高。夫妻空巢獨居且子女近鄰居住僅通過增加家庭照料可及性來提升老人認(rèn)知健康水平，夫妻空巢獨居且子女遠(yuǎn)距離居住情況下，提高子女看望父母頻率能適度降低此種居住安排給老人認(rèn)知健康帶來的不利影響。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2018年中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用多元線性回歸方法和工具變量法實證分析得出：第一，就老人的居住方式而言，一人獨居比親子同住給老人帶來的認(rèn)知健康收益更大，親子同住的居住方式使老人的認(rèn)知健康收益下降約1.7個百分點，而一人獨居則使老人的認(rèn)知健康收益上升約5.6個百分點，采用IV估計方法后二者的影響系數(shù)分別為-1.43和1.21，原本的OLS模型低估了親子同住對認(rèn)知健康的負(fù)向影響和獨居對認(rèn)知健康的正向影響。第二，獨居老人的子女不同居住安排對其認(rèn)知健康的影響存在差異，總體而言子女近鄰居住安排對老人的認(rèn)知健康最為有益，使一人獨居老人認(rèn)知健康收益增加4.9個百分點，夫妻空巢獨居老人的認(rèn)知健康收益增加1.9個百分點。第三，子女近鄰居住安排給獨居老人帶來的認(rèn)知健康收益存在年齡、性別和戶籍的異質(zhì)性，高齡老人、獨居女性和農(nóng)村老年人群體從子女近鄰居住安排中的認(rèn)知健康收益更大。第四，就一人獨居老人而言，子女近鄰居住安排主要通過提高家庭照料可及性和社會活動參與頻率來提高老人的認(rèn)知健康收益，而對夫妻空巢獨居老人而言，子女近鄰居住主要通過提高子女與父母見面和通訊的頻率，即通過提高家庭照料可及性來促進(jìn)自身認(rèn)知健康收益。

結(jié)合本文的研究發(fā)現(xiàn)，提出如下政策建議：

（一）完善頂層設(shè)計，鼓勵子女近鄰居住

城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展與傳統(tǒng)居住模式的變遷不可避免地帶來家庭養(yǎng)老功能的弱化，進(jìn)而對老年人的健康水平產(chǎn)生影響。2021年11月《中共中央國務(wù)院關(guān)于加強新時代老齡工作的意見》中明確提出“研究制定住房等支持政策，完善階梯電價、水價、氣價政策，鼓勵成年子女與老年父母就近居住或共同生活，履行贍養(yǎng)義務(wù)、承擔(dān)照料責(zé)任”。對此，一方面應(yīng)積極推進(jìn)實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃，吸引青年人才回流，通過因地制宜發(fā)展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和促進(jìn)新業(yè)態(tài)融合發(fā)展，增加農(nóng)村地區(qū)及周邊鄉(xiāng)鎮(zhèn)的就業(yè)機會，鼓勵離鄉(xiāng)者返鄉(xiāng)就業(yè)和自主創(chuàng)業(yè)，助其在實現(xiàn)自我價值的同時兼顧贍養(yǎng)義務(wù)。另一方面可以借鑒新加坡等國的先進(jìn)經(jīng)驗，以系列政策設(shè)計鼓勵和引導(dǎo)子女的近鄰居住安排，如對與老年父母近鄰居住的家庭給予適當(dāng)經(jīng)濟(jì)補助、在購買和租用政府補貼住房方面減免個人所得稅等等。

（二）完善家庭照料支持政策，推動養(yǎng)老服務(wù)體系融合發(fā)展

與發(fā)達(dá)國家相比，我國對于家庭照料的價值認(rèn)同和服務(wù)支持仍顯不足，家庭照料者面臨著較重的照護(hù)負(fù)擔(dān)，過于繁重的照料活動甚至對照料者的身心健康產(chǎn)生消極影響。因此需要對照料者提供系統(tǒng)支撐，完善家庭照料者社會支持體系，減輕照護(hù)負(fù)擔(dān)，提高照料者承擔(dān)和抗御風(fēng)險的能力。除了通過推進(jìn)長期護(hù)理保險制度、建立健全照護(hù)補償制度等方式對照料者予以經(jīng)濟(jì)支持外，還應(yīng)探索帶薪護(hù)理假、“喘息服務(wù)”等方式為照料者提供時間支持，定期開展照料技能培訓(xùn)和心理疏導(dǎo)課程給照料者提供技能及心理上的支持，充分發(fā)揮家庭養(yǎng)老的基礎(chǔ)性作用。此外也要進(jìn)一步推進(jìn)完善社會化照料體系，彌補家庭照料功能的不足，推動居家養(yǎng)老、社區(qū)養(yǎng)老和機構(gòu)養(yǎng)老“三位一體”養(yǎng)老服務(wù)體系融合發(fā)展。

（三）開展多樣化文體活動，促進(jìn)老年人社會參與

本文研究發(fā)現(xiàn)，盡管子女呈遠(yuǎn)距離居住安排，但獨居老人可以通過參與社會活動來有效提升自身的認(rèn)知健康水平，說明對于獨居老人而言，社區(qū)層面的活動是幫助其走出家門，開展社會交往的重要途徑，并能使其在社會參與過程中獲得精神和情感滿足，提升身心健康水平。因此要著力營造良好的社區(qū)文化環(huán)境，完善老年人文化體育活動場所及設(shè)施，支持街道、社區(qū)積極開展體育鍛煉、老年講堂、書法繪畫交流等形式多樣的文體活動，不斷提高老年人文體活動參與率，促使老年人在社會活動中提高自身認(rèn)知健康水平。

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