隔代照料对老年人社会参与的影响—基于2018年CHARLS数据的实证研究*

闫宇1 ，方亚1 ，李木易2 ，曾雁冰3

(1.厦门大学公共卫生学院，福建 厦门 361102；2.厦门大学经济学院；3.首都医科大学公共卫生学院)

2021年末，我国60岁及以上人口为26736万人，其中65岁及以上人口为20056万人，分别占总人口的18.9%和14.2%，较2020年分别上升0.2和0.7个百分点，老龄化程度进一步加深[1]。为应对日益严峻的老龄化，党和政府提出要着力促进积极老龄化、健康老龄化。社会参与作为健康老龄化的三大支柱之一，是开发老年人力资本、发挥老年人的余光余热的重要途径，党和政府历来高度重视并鼓励老年人积极参与社会，实现“老有所为”。隔代照料作为老年人晚年参与社会及缓解年轻父母育儿压力的重要方式在全球都被广泛采用。1998年，美国有43%的祖母们定期为她们的孙子女提供一定程度的照料[2]；2003年，美国抚养孙辈超过6个月的祖母占总数的14.5%[3]；欧洲的调查也发现，超过一半的祖父母参与了隔代照料[4]。《2015年家庭发展报告》指出，在我国父母双方共同照护儿童日常生活的只占7.5%，主要由祖辈照护的比例高达60%～70%。另外，2021年5月，中共中央政治局召开会议，提出实施一对夫妻可以生育三个子女政策及配套支持措施，这意味着在目前我国社会化托育机制不健全的背景下，隔代照料作为婴幼儿照料的重要形式将持续发挥作用。国内外许多学者分别针对老年人社会参与和隔代照料展开了多维的探讨，但大多数研究都聚焦于隔代照料与社会参与对老年人身心健康的影响[5-9]，随着研究的深入，有学者开始关注隔代照料对老年人劳动参与及提前退休的影响[10-11]，但直接探讨老年人隔代照料与其社会参与之间关系的研究却相对缺乏。隔代照料对老年人的社会参与是否产生了影响？若产生了影响，影响方向是怎样的？这些影响是否存在性别、居住地等方面的异质性？这些问题都有待进一步论证。因此本文旨在人口老龄化背景下，基于国家生育政策及退休政策的调整，利用微观数据，实证分析老年人提供隔代照料对其社会参与的影响，从而为合理开发老年人力资本，实现“老有所为”提供实证分析依据。

1 数据与方法

1.1 数据来源

本文数据来源于2018年“中国健康与养老追踪调查”(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS) 数据。该问卷调查由北京大学组织实施，涵盖了全国28个省份150个县(区、市)的12073个家庭，具有广泛的地域代表性。本文选取CHARLS数据库“个人基本信息”“家庭信息”“健康状况和功能”“医疗保健与保险”“退休和养老金”五个模块中的相关数据，共获得4630个变量，19833个观测值，在剔除年龄小于60岁、隔代照料及人口学特征相关变量缺失值后最终纳入6647位研究对象。

1.2 变量介绍

本研究选取的自变量为老年人是否提供隔代照料及照料强度。根据受访者对CHARLS问卷中“过去一年，您或您的配偶是否花时间照看了您的孙子女以及外孙子女？”对于回答“是”的，编码为1，视为提供隔代照料；否则编码为0，视为不提供隔代照料。对于提供隔代照料的老年人，进一步询问“过去一年，您或您配偶大约花几周，每周花多长时间照料孙子女或外孙子女？”本文将每周照料时间≥15小时的编码为2，视为高强度照料；将每周照料时间为1～14小时的编码为1，视为低强度照料[5]；将无照料视为参照组，编码为0。

本研究选取的因变量为老年人社会参与的状况。CHARLS问卷询问了受访者过去一月是否进行过包括“串门、跟朋友交往”、“打麻将、下棋、打牌、去社区活动室”等在内的11项社交活动，本研究将至少参加过一项活动的编码为1，视为有社会参与；将无任何以上社会活动的编码为0，视为无社会参与。对于有社会参与的老年人，进一步提问其参与频率，对于回答“差不多每天”的，编码为3；回答“差不多每周”的编码为2；回答“不经常”的编码为1。最后计算加总得分，取值在1-33之间，得分越高，说明社会参与强度越强。

根据对相关文献的梳理，本研究选取的控制变量包括老年人的个体特征(性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、居住地、是否参加医疗保险、是否参领退休金)、代际支持特征(是否获得子女的经济支持)及健康状况(自评健康状况、工具性日常活动能力障碍(IADL)、日常活动能力障碍(ADL)、是否罹患慢性病、慢病数量)。其中自评健康根据受访者对CHARLS问卷中“您认为您的健康状况怎样？”的回答，将回答“很好”和“好”的合并为健康，编码为1；将回答“一般”“不好”“很不好”的合并为不健康，编码为0。选取理财、吃药、购物、做饭和打扫房间5项活动作为IADL的衡量指标；选取穿衣、上厕所、洗澡、吃饭、上下床、控制大小便6项活动作为ADL的衡量指标。对上述活动均回答没有困难的受访者编码为1，视为不存在ADL及IADL障碍，否则编码为0，认为存在障碍。

在全样本中，过去一年照料过孙辈的老年人占37.1%，有过社会参与的老年人占48.6%，提供隔代照料的老年人中，有社会参与者所占的比例高于不提供隔代照料者(53.6% vs 45.7%)；与不提供隔代照料的老年人相比，提供隔代照料的老年人自评健康、无ADL和IADL者所占的比例均较高(见表1)。

表1 变量说明与描述分析

1.3 分析方法

本文数据分析主要由STATA16.0完成。使用频数及构成比对分类变量进行描述性分析，使用均数和标准差对社会参与强度进行描述分析。采用有序Probit回归进行实证分析，模型设定如下：

SPi=β0+β1Carei+β2CareIntensei+β3Hi+β4Xi+β5Ci+εi

(1)

其中SPi为受访者i的社会参与情况；Carei为受访者i隔代照料情况；Care Intensei为受访者i隔代照料强度；Hi为受访者i的健康状况；Xi为受访者i的个体特征；Ci为受访者i的代际支持特征；εi为随机扰动项。

考虑到性别分工及城乡二元结构带来的差异，本研究将进一步区分性别和居住地进行异质性检验。同时为进一步解决因模型遗漏变量导致的内生性问题，本研究采用工具变量法进行分析。通常认为家庭层面的变量是一个良好的选择，即会直接影响老年人提供孙辈照料的决策，但并不影响老年人对社会参与的决策，比如孙子女的个数、最年长孩子的性别、最年长孩子的岁数等[12]。参考以往研究，本文选取隔代照料孙子女的数量作为工具变量。一阶段回归方程如下：

Carei=β0+β1IVi+β2Hi+β3Xi+β4Ci+ηi

(2)

其中IVi表示工具变量，其余变量与式(1)相同。

2 结果分析

2.1 隔代照料状态及强度对老年人社会参与的影响

照料孙子女对老年人社会参与影响的回归估计结果如表2所示。模型1仅考虑照料孙子女对社会参与的影响，回归估计结果显示照料孙子女使老年人社会参与的可能性提高了19.8%，且在0.1%的水平上显著。模型2在加入了一系列控制变量后，照料孙辈对老年人的社会参与依然呈显著正向影响；女性社会参与的可能性高于男性；居住在城市、学历较高、有子女经济支持、参领退休金、自评健康、无IADL受损的老年人社会参与的可能性更高；在婚、高龄、罹患慢病则会对老年人的社会参与产生负向影响；是否参加医疗保险、慢病数量和ADL是否受损对老年人的社会参与的影响则不显著；模型3仅考虑照料强度对老年人社会参与的影响，与不照料孙子女的祖辈相比，提供低强度照料和高强度照料分别使老年人社会参与的可能性提高了18.4%和19.3%，且差别均具有统计学意义。模型4同样加入了一系列控制变量，发现与不提供照料者相比，仅提供高强度照料对老年人社会参与的影响有统计学意义，使其社会参与的可能性提高了9.8%。

表2 隔代照料状态及强度对老年人社会参与影响的多因素回归分析

2.2 异质性检验

从性别来看，隔代照料对男性老年人是否进行社会参与的影响略高于女性，但不存在性别方面的差异。在社会参与强度方面，相较于不提供隔代照料的男性老年人，提供隔代照料的男性老年人社会参与强度提高了18.8%，女性提供隔代照料对社会参与强度的影响不显著，存在性别差异。从城乡来看，隔代照料对城市老年人是否进行社会参与的影响不显著，但却使农村老年人社会参与的可能性提高了6.2%，存在城乡差异。在社会参与强度方面，隔代照料对城市老年人社会参与强度的影响不显著，但却使农村老年人社会参与的强度提高了21.9%，这表明照料孙子女对老年人社会参与强度的影响也存在城乡差异(见表3)。

表3 基于性别和居住地的隔代照料对老年人社会参与及参与强度的影响

2.3 稳健性检验

本文选取隔代照料孙子女的数量作为工具变量进行两阶段最小二乘回归分析(以下简称2SLS)，结果显示弱工具变量检验的F值均大于10，且结果均具有统计学意义(表4)，这表明隔代照料孙子女数量不属于弱工具变量，因此是合适的[13]。2SLS回归结果显示，照料孙子女分别使老年人社会参与的可能性及社会参与的强度提高了4.4%和15.8%。相比于不提供隔代照料的老年人，仅提供高强度照料对老年人社会参与及社会参与强度的影响显著。这与前述Probit回归分析结果一致，证明了研究结果的稳健性。

表4 基于2SLS的工具变量稳健性检验

3 结论与建议

3.1 隔代照料状态及强度对老年人社会参与的影响

回归结果显示，不论是否控制其他因素的影响，隔代照料均显著提高了老年人社会参与的可能性，且隔代照料强度较高的老年人，其社会参与的可能性也更高。这揭示了在合理统筹安排下，照料孙子女非但不会挤压老年人的社会参与，反而提高了其社会参与的主动性。因此国家和社会应该注意到隔代照料老年人社会参与的强烈意愿，发挥社会和社区的力量，如引入优质社会化托幼资源，开辟和建设社区公共活动场所，借鉴西方国家经验，向隔代照料老年人提供包括婴幼儿暂托、日托在内的“喘息服务”，进一步保障老年人社会参与的权力、扩宽老年人社会参与的渠道、完善老年人社会参与的外部支持网。

3.2 健康及社会经济状况因素对老年人社会参与的影响

本研究显示年龄越高且罹患慢病的老年人社会参与的可能性更低；自评健康及无工具性日常活动能力受损的老年人社会参与的可能性更高。这说明健康状况是老年人进行社会参与的前提条件，也有可能是因为社会参与在一定程度上改善了老年人的健康状况[14]。因此政府可以考虑集社会力量，完善医康养结合的老年服务体系，推动医疗卫生资源进社区、进农村、进基层。定期开展健康宣讲，向老年人提供疾病预防、自我保健等健康指导。老年人健康状况的改善既是“健康中国”战略的重要一环，也是其从事社会参与的有利保障。子女经济支持、参领退休金和受教育程度均对老年人的社会参与产生了积极作用。这表明社会经济状况也是老年人社会参与的重要先决条件之一，提示政府需要建立健全保障老年人权益的各项制度，完善以社会保险、社会福利等为基础的老年人社会保障体系，完善基本养老保险制度和离退休保障制度，支持构建多层次养老保险体系。各级政府也可以根据实际需要对老年教育进行合理投入，扩大老年教育供给，丰富老年人的知识技能，帮助老年人做到高质量、高水平的社会参与。

3.3 隔代照料对老年人社会参与的影响存在性别、城乡差异

隔代照料对男性老年人社会参与的提升作用略高于女性。这与马磊等人的研究结果相反[15]。可能是受性别分工的影响，祖父在照料孙辈的过程中更多充当了“玩伴”的角色，隔代照料的参与程度也较低[16]，因此有更多的闲暇时光参与社会活动。分居住地来看，隔代照料仅对农村老年人社会参与及参与强度的影响显著，对城市老年人社会参与的影响则不显著。这可能是因为农村老年人在照料孙子女的过程中不可避免的参与到孙子女的文娱活动中，进一步丰富了这一部分老年人社会参与的渠道。

因此，本研究认为隔代照料作为目前我国家庭照料一种重要形式，对于作为照料提供者的老年人的社会参与亦具有正向促进作用。在人口老龄化背景下，一味将老年人视为社会发展的“包袱”是不可取的。尤其是在国家放开三胎的政策背景下，我们应当肯定老年人在照料孙子女，缓解年轻父母育儿压力方面发挥的不可替代的作用。未来，社会应当致力于搭建帮助老年人实现“老有所为”的广阔平台，营造肯定与认可老年人社会参与的政策环境和社会氛围。同时要进一步细化帮扶政策，保障隔代照料老年人社会参与的权力。将传统中只关注老年人生理健康的研究视角向活跃老化的多元视角转化，促进实现健康老龄化、积极老龄化社会。