城乡亲子代际关系对老年人死亡风险的影响

考虑到我国地域广阔，城乡二元结构下的经济发展水平、生活方式和思想观念等方面各不相同，城乡的代际关系上呈现不同的特征，代际关系对老人死亡风险的作用也不尽相同，因此，本小节在7 057个总样本的基础上，分城镇和农村两个样本进行代际关系对死亡风险的影响研究。

一、城乡样本情况介绍

按照城乡来分，得到4 127个农村老人样本，2 930个城镇老人样本。关于老年人的死亡情况，在农村老人样本中，2002年中有1 935位老年人在2005年调查之前死亡，有720位在2008年调查之前死亡，有325位在2011/2012年调查之前死亡。因此在观察窗口期，共有2 980位农村老年人死亡，735位在世，412位失访。

在城镇样本中，2002年中有1 267位老年人在2005年调查之前死亡，有454位在2008年调查之前死亡，有171位在2011/2012年调查之前死亡。因此在观察窗口期，共有1 892位城镇老年人死亡，462位在世，576位失访。

同样，这里将2002年分城乡样本下的变量分布情况列出，得到表4.11。

表4．11　城乡样本2002年变量分布情况(单位：%)

续表

注：表中括号内为参照组。

从表4.11可以看出，农村老人在生病照料和经济支持方面得到后代的支持比城镇老人的多，这与农村居民收入普遍低、医疗资源缺乏和得到社保的覆盖面和力度小有关。但是，经常得到子女探望的老人城乡之间差异不大，农村老人的比例还略比城镇老人的多一点。农村老人做家务的比例较城镇老人的高，农村老人与子女日常联系的比例也较城镇的高，这可能与他们的同住模式有关，这里我们也看到，农村老人与子女同住的比例较城镇的要高。城镇老人与后代物质互动的比例较农村老人的高，是因为城镇老人的经济能力较农村老人的强。

在社会人口变量上，城乡老人的性别、年龄和婚姻状况差异不大。但在教育程度上城镇老人的受教育水平(约48%)明显要比农村老人(约33%)的高出十多个百分点，且农村老人所住房子房主为后代的比例(将近七成)比城镇的(将近六成)更大。在健康状况上，城镇老人在客观的生理健康指标上明显比农村老人的要低，例如他们的日常活动能力受阻比例更高(前者比后者高4%左右)、患慢性病的比例也更高(前者比后者高8%左右)，但在健康自评上城镇老人比农村老人更倾向于认为自己的健康状况良好。在生活方式方面，城乡老人在抽烟喝酒方面的比例相差不大，但在锻炼身体和参加社会活动上城镇老人明显要比农村老人积极(前者约高20%，后者约高9%)。

二、城乡代际关系对老年人死亡风险的影响

沿用上一小节的惯例，这里先在城乡样本下就代际关系是否对老人的死亡风险有显著作用做一个统计检验，同时做相应的Kaplan-Meier生存函数图，随后做Cox回归分析。

从卡方检验的结果来看，无论是农村样本还是城镇样本，6个代际关系变量皆在0.001水平上显著。通过做相应的Kaplan-Meier生存函数图，得到图4.9(a)～(f)和图4.10(a)～(f)的结果。两个图中的字母a～f分别指代生病照料、经济支持、子女探望、做家务、日常联系和物质互动各自类别对老年人死亡风险所做的Kaplan-Meier生存函数图。图4.9和图4.10中的(a)和(b)都揭示，得到了后代生病照料和经济支持的农村/城镇老人的死亡风险更高，只是是否得到后代生病照料、是否得到后代经济支持的生存比例差异在农村更大一些。图4.9和图4.10中的(c)～(f)也都揭示，得到子女探望、做家务、代际间有日常联系和物质互动的农村/城镇老年人的死亡风险更低，只是在日常联系上城镇老人的生存比例差距比农村老人的略大［两个图中的(e)］。

图4．9　农村样本代际关系生存函数图

图4．9　农村样本代际关系生存函数图(续)
(a)生病照料；(b)经济支持；(c)子女探望；(d)做家务；(e)日常联系；(f)物质互动

图4．10　城镇样本代际关系生存函数图

图4．10　城镇样本代际关系生存函数图(续)
(a)生病照料；(b)经济支持；(c)子女探望；(d)做家务；(e)日常联系；(f)物质互动

由于两两的统计检验并没有控制其他变量，无法得到代际关系对城乡老人死亡风险的净影响，因此下面仿照上一小节的做法，将社会人口特征、健康状况以及生活方式等变量分模块逐步引入模型考察这些因素对老人死亡风险的影响作用，得到表4.12的结果(为了节省篇幅这里只列出部分模型结果，也没列出标准误)。

表4.12中各模型设置如下：模型1是农村样本下包含代际关系、控制变量的模型；模型2是农村样本下包含代际关系、控制变量、虚弱度因子的模型；模型3是城镇样本下包含代际关系、控制变量的模型；模型4是城镇样本下包含代际关系、控制变量、虚弱度因子的模型。

表4．12　2002—2011／2012年城乡代际关系对老年人死亡风险的影响

注：＋＜0.1；∗＜0.05；∗∗＜0.01；∗∗∗＜0.001；为节省篇幅，LL值只精确到小数点后1位。

从表4.12来看，无论是农村样本还是城镇样本，都表现为加入frailty因子后绝大多数变量系数的绝对值都变大。在农村样本中，不算frailty因子，在25个变量中有21个变量表现出这一规律；在城镇样本中，在25个变量中有20个变量表现出这一规律。另外，无论是农村样本还是城镇样本，都表现为没有加入frailty因子之前，各变量更容易显著，这里表现为城镇样本在加入前有15个在0.1水平上显著而加入之后只有12个显著(农村样本在加入前后都是有10个变量在此水平上显著)。并且呈现当同样的变量在两个模型中都显著时，往往在加入frailty因子后显著性水平有所降低，例如城镇样本中的身体锻炼在加入前在0.001水平上显著而在加入后只在0.05水平上显著。

通过对模型是否加入各个控制因素以及是否值得加入frailty因子进行检验，结果表明在各控制变量的基础上加入frailty因子是值得的。因此，这里只比较两个样本中加入了frailty因子的模型的结果，即模型2和模型4。

在农村样本的模型2中，生病照料单独作用及其交互作用显著但系数方向不同，具体表现为得到后代生病照料的农村老人显著增加了其死亡风险，但与子女同住下得到了后代的生病照料，可以显著地降低其死亡风险。经济支持的单独作用显著但其交互作用不显著，说明得到了来自后代经济支持的农村老人的死亡风险较没有得到支持的要高。探访的单独作用显著但其交互作用不显著，因此，说明经常得到子女探访的老人相对于没有得到探访的老人的死亡风险要低。在农村，做家务的单独作用和交互作用都显著，说明做家务对农村老人的健康保护作用大。日常联系和物质互动的单独作用和交互作用都不显著，说明代际互动对农村老人的死亡风险影响不大。在城镇样本模型4中，生病照料的单独作用和交互作用都不显著。经济支持只有单独作用显著且表现为增加了城镇老人的死亡风险。探访的单独作用显著且表现为子女探访降低了老人的死亡风险。城镇老人做家务的单独作用不显著，但交互作用显著且表现为与子女同住下做家务降低了其死亡风险。代际互动因素对城镇老人的死亡风险也不起显著作用。

城乡对比来看，生病照料因素在城镇不显著，但在农村中表现为得到后代生病照料的农村老人显著增加了其死亡风险，但与子女同住下得到了后代的生病照料，降低了其死亡风险。经济支持因素在城乡都表现为显著增加了老人的死亡风险。探访因素在城乡都表现为显著降低了老人的死亡风险。做家务因素在农村的单独作用和交互作用都显著但在城镇只有交互作用显著。反映代际互动的日常联系和物质互动变量对城乡老人的死亡风险影响都不大。其他控制变量对老年人死亡风险的作用这里不展开讨论。

在这一章，我们研究了亲子代际关系对老年人死亡风险的影响。从上文的代际关系变化描述来看，在子代支持方面，老年人的生病照料和经济支持比例都呈逐年下降的趋势，而得到子代探访的比例则表现为逐年升高，这说明当前我国子代对亲代提供的支持不再以工具性支持和物质支持为主(部分弱化)，而是以精神支持为主(部分强化)的格局。另外，这三种类型的子代支持比例超过半数，说明尽管来自后代的部分代际支持有所弱化，我国传统文化在当今社会中仍占据主导的作用，反馈理论和子代的责任伦理依然能解释我国当前的代际关系。在亲代支持方面，多数老年人都参加过或者正在参加家务活动。而且从总的趋势来看，呈现逐年增加的趋势，但由于老年人岁数的增长使其活动能力有所减弱，故在2011/2012年表现为有所回落。在代际互动方面，随着老年人年龄的增大，老年人与子女之间的日常联系更为频繁，而老年人与后代在过去一年的物质互动上则表现得比较平稳。

除了对代际关系不同维度的现状和变化过程进行描述以外，本章还有两个研究目的。一是考察代际关系三个维度对老人死亡风险的影响和将它们合并在同一个模型中的作用是否有所不同。二是分年龄、性别和城乡三个样本考察不同年龄、不同性别和城乡下代际关系对老人的死亡风险有何区别。

本章先是在前三节从代际关系的三个层面分别建立Cox回归模型，分析他们对老年人死亡风险影响的单独作用，然后在第四节将其合并进同一个模型，考察这些代际关系对老年人死亡风险的净影响。研究结果表明，即便是其他控制变量都相同，也都考虑了frailty因子，三个层面代际关系的作用在单独模型中与它们在总模型中的作用还是不尽相同。在本研究中，子代支持模型表明生病照料的交互作用不显著但在总模型中显著、亲代支持的交互作用在单独模型中不显著而在总模型中显著、代际互动部分变量的交互作用在单独模型显著而在总模型中不显著。因此，在研究代际关系对老年人死亡风险的影响时，不能简单地将三个单独模型的结果简单加总来反映整体代际关系对老年人死亡风险的影响，因为代际关系的不同维度之间存在着一定的相关性和复杂性，例如子代对亲代的物质和精神支持会换来亲代对子代的反馈，例如物质和家务劳动的提供，这些关系错综复杂且纠缠在一起。

在此基础上，第五和第六节分别就不同年龄和城乡代际关系对老人的死亡风险进行了研究。来自不同年龄样本下的分析结果(第五节)表明，生病照料和经济支持在低龄样本中作用不显著，而在高龄样本中直接表现为增加了老人的死亡风险。是否经常得到子女的探访以及与子女有日常联系对低龄和高龄老人的死亡风险作用不显著。做家务变量在低龄样本中对老人死亡风险的影响是有条件的，仅表现为与子女同住且做家务的老年人的死亡风险更低，而在高龄样本中，做家务变量的单独作用和交互作用都显著且系数符号为负。物质互动在低龄样本中直接表现为降低了老人的死亡风险，而在高龄样本中的作用则是有条件的：与子女同住下且有物质互动才能降低老人的死亡风险。来自城乡样本下的分析结果(第六节)表明，在子代支持方面，生病照料因素在城镇不显著，而这一因素在农村中表现为生病时得到后代照料的农村老人显著增加了其死亡风险，但与子女同住且生病时得到照料的情况下死亡风险更低。经济支持因素在城乡都表现为显著增加了老人的死亡风险。探访因素在城乡都表现为显著降低了老人的死亡风险。在亲代支持方面，做家务因素在农村的单独作用和交互作用都显著但在城镇只有交互作用显著。反映代际互动的日常联系和物质互动变量对于城乡老人的死亡风险影响都不大。总的来看，总样本和分样本下代际关系的不同维度对老人的死亡风险影响作用不尽相同。但是，我们仍能从中发现一些规律：在有的样本中生病照料尽管直接增加了老人的死亡风险，但与子女同住可以降低其死亡风险。因此假设1：得到后代生病照料的老人较没有得到照料的老人的死亡风险低得到了部分验证，生病照料和与子女同住之间存在交互效应，是同住使得生病照料对于老人健康长寿的保护作用更为彰显。经济支持的作用在大多数样本中都表现为增加了老人的死亡风险。因此假设2：得到子代经济支持的老人较没有得到支持的老人的死亡风险高得到了验证。这些需要子代经济支持的老人多为在经济上比较困顿、穷困潦倒的老人，他们的死亡风险也更高。探访和做家务在大多数样本中都表现为降低了老人的死亡风险。因此假设3：得到子女探访的老人较没有得到探访的死亡风险低和假设4：做家务的老人较不做家务的老人的死亡风险低得到了验证。日常联系和物质互动因素要么不显著，要么在一些样本中都表现为降低了老人的死亡风险，说明假设5：经常与子女进行日常联系的老人较不经常进行日常联系的死亡风险低和假设6：代际间有物质互动的老人较没有物质互动的死亡风险低得到了验证。

另外，我们还发现同住与生病照料、做家务以及物质互动的交互作用在一些样本中显著降低了老人的死亡风险，这说明了与子女同住更有助于代际关系(经济支持除外)发挥降低老人死亡风险的作用。经济支持对老人死亡风险的作用较为特殊，因为当老人们处于需要后代的经济支持作为他们的主要生活来源时，他们也基本上处于年龄较大或者疾病更严重的地步，因此他们的死亡风险更高。所以到此为止，和睦的代际关系降低了老人的死亡风险这一总假设得到了验证。

从上文的分析中我们也注意到，考虑了个体虚弱度因子的Cox模型比没有考虑个体虚弱度因子的Cox模型更合理、更好地拟合数据。之前有学者提到，未被观测的异质性会影响到事件中关于死亡的分析，有时会夸大或抑制干预效应估计值(焦开山，2011；Janet et al，2004；王宁宁，2007)。本研究也证实了这一点。另外，我们还发现，如果没有考虑到这种异质性，各变量会更容易显著且其显著水平更高。值得一提的是，我们发现，如果纳入模型的因素较少(例如小于5个)时，并没有出现上述规律。因此本文建议，使用frailty Cox model模型时为保证模型结果的稳定性，有必要在变量数足够的前提下使用。