一、引言

家庭结构变化带来养老模式的转变。传统的家庭类型以核心家庭和多代家庭合住为主，这有利于家庭养老功能的发挥：亲代抚育子代，子代要赡养亲代，双向的代际关系保证了子女对老人经济和非经济方面的赡养。然而，随着家庭小型化，多代合住家庭的瓦解，养老资源也发生相应变化，表现为老年人的自养能力增强，杜鹏等(2014)采用第六次全国人口普查数据发现：养老金是城镇老年人最主要的生活来源，自主劳动收入则是农村老人的主要生活来源；依靠子女供养的养老模式在保障老人健康方面的优势下降(刘宏等，2011)；“分而不离”的居住方式对老年人主观福利更具优势(郑晓冬等，2018)。除此之外，第四次中国城乡老年人生活状况抽样调查发现：家庭资源向下传导趋势明显，子女赡养意识不足。超过1/3老人为子女提供经济支持，接近2/3老人为子女提供生活帮助，而子女对老人经济支持的比例占老人经济来源的比例有所下降，近1/4外省子女每年探望父母少于1次。

养老模式关乎老人生活质量和晚年幸福，逐渐引起学者关注。生活质量(Quality of Life)这个概念最早来自于医学领域，是一个多维度的概念，包括主观和客观来两个方面(邬沧萍，2002)。有关养老模式与生活质量的一些研究发现，养老模式和贫困、死亡率、忧郁症之间存在明显的依存关系：独居生活成本更高，老人贫困发生率(Mutchler et al., 2017; Teerawichitchainan et al., 2015)和死亡率(Lund et al., 2002)更高；同时影响老人的日常生活自理能力(Li et al., 2009)和精神健康(温兴祥等，2017)；另一些研究发现与子女合住能够改善老人自评健康(Hughes et al., 2002)，提升老人幸福感(沈可等，2013)以及生活满意度(Benjamin et al., 2000)。

从上述研究发现，现有文献通过一个或几个侧面反映老人生活质量，缺乏对生活质量的综合考量，且针对空巢老人的研究相对较少。为此，本研究将在阿玛蒂亚·森的可行性能力贫困的框架下考察空巢老人生活质量问题，采用多维贫困指数作为老人生活质量的度量。之所以采用多维贫困原因有二：其一，阿玛蒂亚·森认为贫困是“基本可行性能力”被剥夺，基本可行能力由一系列功能构成，如免受饥饿、疾病的功能，满足营养需求、接受教育、参与社区社会活动的功能等。这些功能的丧失既是贫困产生的原因，也是生活质量下降的表现。Sumner et al. (2006)认为，多维贫困对福利的关注跳出了单一收入维度，拓展到人类生活的各个维度，现在广泛接受了福利的多维度概念，既包括收入等客观指标，也包括对福利的主观感受。其二，十八大报告提出积极应对中国人口老龄化问题。积极老龄化强调老年人参与能力，而这种参与能力的培育与提升很大程度上依赖于老年人能力贫困的治理(王昶，2016)。空巢作为中国老龄化问题的一个方面，也需要在积极老龄的理念下考虑。

鉴于此，基于阿玛蒂亚·森理论，研究通过收入、健康和生活满意三方面构建多维贫困指数旨在考察空巢对老人多维贫困的影响。首先，从家庭养老资源差异视角分析空巢是否影响老人多维贫困；影响程度如何，在此基础上，进一步讨论该影响是否存在城乡、性别、年龄差异以及上述影响的影响机理。其次，采用两期微观个体数据解决内生性的影响，在控制个体的初始特征后，实证检验空巢对老人贫困的影响。研究发现，空巢并没有显著增加老年人多维贫困发生率，主要源于：子女的经济支持和配偶的非经济支持保障了空巢老人免于陷入收入和健康贫困；子女的非经济支持则在一定程度上降低了老人生活满意度维度的贫困。这将不仅有助于理解老人现实养老模式的影响机制发掘适合老人的养老模式，还将有助于理解养老模式与老人生活质量的关系，丰富了老人生活质量的研究视角。

本文余下部分安排如下：第二部分是理论分析和实证方法，第三部分介绍所用的数据及相关变量定义，第四部分讨论实证结果，第五部分结论与讨论。

二、理论分析与研究方法 (一) 理论分析

本研究中定义老年人为年满60岁的人口。老人家庭养老模式^①一般有以下几种形式：与配偶一起住、独居、与父母合住、和孩子一起住。结合研究目的将老人分为两类：一是没有与子女(子辈或孙辈)共同居住的空巢老人(通常是独居或者仅与配偶同住^②)；二是老人至少与一个子女(子辈或孙辈)共同居住^③。基于代际关系理论，从老年人视角讨论不同养老模式所获得家庭养老资源差异对生活质量(多维贫困)的影响。家庭养老资源具体指来自子女、老伴或其他亲属的全部社会资源，主要涉及经济支持、生活照料和精神慰藉(非经济支持)三个方面。下文将分别讨论是否空巢对以上三方面贫困的影响。

①  本研究中的养老模式主要从居住模式角度定义，养老模式等同于居住模式。

②  研究没有考虑老人只与自己父母同住的情况，即没有考虑低龄老人和高龄老人同住的情况。主要是由于样本中高龄老人比例较小导致这部分样本较少。

③  老人至少与一个子女(子辈或孙辈)共同居住又称“亲子合住”，具体包含2种情况，分别为“只与子女居住(包括与子辈和孙辈，没有配偶但可能有其他人)”和“与配偶和子女一起居住(可能有其他人)”，这里包含四世同堂的情况。亲子合住或简称为“合住”。

经济支持方面，子女与老人分开居住使子女对老人日常照料往往力不从心，更可能通过经济支持来弥补。通常子女是家庭养老的主要资源，但子女的迁移流动普遍，代际间居住分离使家庭成员照顾老人面临很大的困难。由于子女外出务工暂时无法通过情感方式回报老人，所以只能通过汇款的方式。叶敬忠等(2009)对我国劳动力输出大省的实地调查发现：子女外出务工导致传统的供养资源出现货币化趋势，礼物成为维系代际情感关系的新型供养资源。故我们认为：相比合住老人，空巢老人可能获得更多来自子女的经济支持，经济贫困的发生概率较小。

精神慰藉方面，虽然身处空巢家庭的老人得到来自子女的精神慰藉相应减少，生活满意度差；但配偶在一定程度缓解了其负面影响。合住老人由于经常受到来自子女的生活照料和精神关怀，老人的精神状态更好(Silverstein et al., 2006)。然而，代沟的存在以及生活经验的不同，老年人可能更看重代内的沟通。Hughes et al. (2002)发现在控制老人的基期健康后，相比与配偶同住的空巢老人，与子女同住的老人在下一期的抑郁症状明显加重。An et al. (2008)对韩国女性老人的研究也证实，与未婚子女同住的老人的幸福感评分显著低于与配偶同住的空巢老人。故配偶对老人精神慰藉方面的所起作用越来越大，虽然空巢老人在生活满意度维度贫困发生率更高，但与配偶同住能一定程度缓解上述不利影响。

生活照料方面，空巢老人有更多时间照顾自己，客观健康更好。传统观念认为与子女合住的老人能够获得来自子女更多的照顾，健康水平较高(Lau et al., 2009)。但越来越多的研究认为，老人与子女同住并非无条件的，老人除了享受子女提供的日常生活照料，往往在自己能力范围内承担着照看孙辈的任务(Morgan et al., 2005)。邓婷鹤等(2015)发现合住并没有改善老人膳食质量，因为代际关系的向下传递导致老人投入更多的精力照顾子代来满足子代需求；空巢老人反而有时间花更多时间照顾自己的日常起居。史薇等(2014)对比分析老年人的生活照料类服务需求后发现，老年夫妻户或独居户，并没有比老年二代或三代家庭户在日常生活中更加需要居家生活照料。相比之下，空巢老人的居家照顾需求满足度高，良好的居家照顾有助于老人保持身体健康。所以，空巢老人未必在健康层面贫困发生率更高。

综上所述，空巢强化家庭养老资源的经济支持和生活照料；弱化家庭养老资源的精神慰藉，最终是否一定会导致老人陷入多维贫困，影响生活质量取决于不同作用的力量对比。具体逻辑关系见下图 1。

(二) 实证方法

本文在理论分析的基础上，构建计量回归模型，利用两期(2009年和2011年)中国居民健康与营养调查数据(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，从实证角度分析空巢对老人生活质量的影响程度。

主要自变量为老人是否空巢^①，以“空巢”作为参照组(即空巢=1、合住=0)，从经济支持、精神慰藉和生活照料三个方面考察是否空巢对老人生活质量的影响；同时加入反映养老资源的虚拟变量来讨论空巢的影响渠道。需要说明的是，空巢老人获得的养老资源的满足程度会影响生活质量；而生活质量与否也会反过来影响老人是否空巢^②，可见空巢变量具有内生性，直接OLS估计导致结果偏差。为了尽量减少这一偏差，本研究借鉴国际上对该问题的处理方法，基于两期追踪调查数据，采用滞后因变量(Lagged Dependent Variable Regression, LDV)回归(Johnson et al., 2005；Hughes et al., 2002；Williams et al., 2004)，假设t期为基期，我们认为老人在基期的养老模式是随机的，然后通过控制个体基期贫困状态以及社会经济特征，考察基期的居住形式对t+1期贫困的影响。即检验第t到t+1期间老人养老模式对第t+1期老人生活质量的影响^③。具体计量模型如下：

①  结合本研究目的，空巢包括老人独居或者仅与配偶同住；合住包括只与孩子居住(包括与子女和孙辈同住，没有配偶但可能有其他人)和与配偶和孩子一起居住(可能有其他人)。“空巢”中包含2种情况，回归结果显示这2种情况的影响系数没有显著差异，因此统称为“空巢”。“合住”包含2种情况回归结果这2种情况显著无差异，因此统称为“合住”。

②  在生活成本高，养老体系不完善的情况下，低储蓄的老人倾向于选择与他们的子女同住(李蕾等，2014)，换言之，经济条件好的老人更倾向于独居。

③  养老模式内生性的问题在国外相关研究中多次提及。由于缺乏好的工具变量或者数据缺陷，相关研究均未能解决内生性问题。所以，研究虽借鉴国际上相关研究方法，在一定程度上减少内生性但并没有完全解决该问题，这也是本文不足和未来进一步研究方向。

$ {P_{t + 1}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}{X_t} + {\alpha _2}{P_t} + \sum {\beta _j}{Z_t} + {\varepsilon _{t + 1}} $

(1)

因变量P_t+1为多维贫困发生率用于衡量老人的生活质量; X_t为自变量老人是否空巢；Z_t为一系列影响老年生活质量的控制变量，如老人的社会人口特征、婚姻状态、经济地位以及省份的哑变量等，ε_t+1为误差扰动项。我们采用最小二乘法对模型(1)估计。

进一步，考虑老人多维贫困的性别、年龄差异和我国城乡差异，研究对模型(1)还将分性别、分城乡和分年龄段等进行对比经验分析。为了检验不同组间系数的差异性，研究设计思路如下：若两个子样本估计的模型有相同的系数，那么样本是同质的，可以用全样本估计统一的模型。反之，子样本是异质的，应拒绝统一的模型。两个子模型不同，最一般的情况是所有系数都不同，此时需要用子样本(如城乡)虚变量乘以所有解释变量，将其和该虚变量都放入模型作为新增解释变量，得到估计系数后对所有涉及该虚变量的估计系数同时等于0的虚假设做联合统计检验。就本研究而言，可以检验“空巢*分组变量”的系数等于0的虚假设，此时隐含其他解释变量的系数不存在差异的假定，但该假定不一定成立。较严谨的简化方式是，根据前述一般模型估计结果，利用联合统计检验排除不显著的除空巢外的其他交叉变量，然后专门检验空巢对老人生活质量的影响在不同分组间不存在差异的虚假设，若交叉变量统计检验在显著水平上拒绝“空巢*虚变量”同时等于0的原假设，意味着空巢在不同分组中的影响不同，理应分组回归。

而一个可能存在的问题是：一些我们观测不到的因素同时对不同组间的老人贫困有影响，即不同分组方程的扰动项是相关的。所以研究在对不同分组的回归时采用似不相关回归(Seemingly Unrelated Regression Estimation，SUR)，尽管SUR回归可以提高估计的效率，但也带来一个潜在的风险：如果某个方程的误差较大，则系统估计将会将这一方程的误差带入其他方程中，进而会“污染”整个方程系统。为了避免这种情况，研究同时比较OLS和SUR回归系数，如果相差不大，则认为不存在被“污染”的可能性，同时进一步检验不同间系数差异是否统计显著。

三、变量与数据说明 (一) 数据来源

本文数据主要来自中国居民健康与营养调查项目(CHNS)数据。该调查始于1989年涵盖了东中西部九个省份，随后的追踪调查在2000、2004、2006、2009和2011年展开，收集了个人和家庭的社会经济特征。本文采用2009和2011年两期追踪调查数据(设定2009年为研究基期) ^①：首先，研究对象为60岁以上个体，故2009年调查样本中留下年龄在60岁以上的样本共2305个；2011年调查包括2686样本；剔除2011年由于某些原因导致养老模式不确定的个体后，2009年样本中在2011年存在并接受调查的样本1805个。其次，为消除研究期内由于养老模式改变造成的分析偏差，研究将样本限定为：2009年和2011年老人养老模式固定不变^②，旨在消除调查期间养老模式变化所造成的分析偏差。最终研究获得样本1114个，剔除关键变量缺失的样本后剩余989个，其中城市401个，农村588个。

①  虽然CHNS数据库于2018年6月公布了2015年的数据库，但并不是变量全部更新到了2015年，所以研究仍然采用了2011年变量相对完整的数据库。

②  根据审稿人意见，我们也对保留了所有在2009-2011年间接受访问老人的全样本回归，回归结果与原始结果类似，备索，这与Li et al. (2009)对中国高龄老人的研究结论一致。

(二) 指标选取与变量说明

基于Sen理论(Sen，1999)，研究通过收入、健康和生活满意度三个维度构建多维贫困指数(MPI)作为老人生活质量的度量。各维度被剥夺的临界值同时参考联合国千年发展目标对各个具体指标的相关技术规定、老年人自身特点(高翔等，2017；解垩，2015；马瑜等，2016)以及数据的可获得性。其中，收入贫困标准采用民政部2011年第四季度各省城市、农村低保线^①，健康和生活满意度维度(详见表 1)，本文采用维度等权重的方法，每个维度权重为1/3 ^②。

① http://www.mca.gov.cn/article/sj/tjjb/bzbz/201302/201302154203429.shtml

②  多维贫困依托于可行能力理论，理论基础较为完善。但在指标体系构建方面存在主观性和随意性的争议(Ravallion，2011)。根据审稿人意见，防止多维贫困指数构建不准确对研究结果的影响，采用“替换维度”和“指标等权重”重新构建多维贫困指数，同时与原结果对比来检验分析结果的稳健性，结果见附表。

本文替换健康指标：老年人的BMI指数，如果BMI < 18.5赋值为1，认为该维度被剥夺。等指标维度即对5个多维贫困指标取相等的权重(0.2)，再进行多维贫困测度以及空巢与否对其影响的测量。

本文因变量为老人生活质量，涉及收入、生活满意度、健康各维度贫困状况和多维贫困发生率。其他解释变量如下，婚姻状态指老人是否有配偶，其中无配偶包含丧偶、离异和未婚三种情况；受教育程度指老人受教育年限; 家庭规模指包含子女或兄弟姐妹的家庭人口数量。研究将从总体(即空巢与合住)、空巢老人和合住老人三类样本的部分特征分别进行描述。由表 2显示了不同养老模式老人的个人特征和生活质量。第一，由不同养老模式老人的个体特征可知：空巢老人更年轻，平均年龄68岁，不仅小于合住老人平均年龄还小于样本的平均年龄。从受教育程度来看，合住老人受教育程度最低，空巢老人受教育水平最高。从老人居住地看，相比城市，农村老人更倾向于合住，东部地区空巢老人比例最大。第二，通过多维贫困视角考察老人生活质量发现：空巢老人多维贫困发生率反而更低，具体来看，空巢老人仅在生活满意度维度贫困发生率高于合住老人，而在其他维度，空巢老人的贫困发生率低于样本平均值。虽然上述结论自然想到空巢可能未必加剧了老人的贫困，但描述性统计未能排除其他影响因素的干扰，下面我们将对数据进行更严谨地分析以检验理论分析。

四、实证结果 (一) 参数估计结果分析

上述统计描述分析表明，不同养老模式下老人的生活质量存在差异，但这并没有考虑其他因素的影响。下面将在控制其他影响因素的基础上分析是否空巢对老人经济维度、健康维度和生活满意度维度的影响，并在此基础上，通过对老人多维贫困(MPI)的分析来判断空巢对老人生活质量的影响。

1.空巢对经济支持的影响

表 3展示了空巢对经济支持的影响：空巢降低了收入维度的贫困发生率，且在城市、低龄和男性老年群体中体现更为显著^①。从总体上来看，表现为空巢老人发生经济贫困的概率分别降低了10.5%，且统计显著。进一步，研究讨论空巢对不同群体的影响。对不同组别的系数差异检验显示：在收入维度上，统计检验均证实系数差异的显著性：系数检验的p值分别为0.061、0.072和0.051，均在5%至10%水平上拒绝原假设(系数相等)，故将分别分析其影响。表 3详细汇报了采用OLS和SUR得到的结果。鉴于两种回归系数方向一致，考虑SUR回归更有效率，下文分析主要采用SUR的回归结果。从不同样本来看，空巢降低了城市老人陷入收入贫困的概率，而对农村老人影响不显著。我们可以从以下几方面解释：其一，城乡空巢老人形成的原因不同。在城市生活成本高、养老体系不完善的情况下，低储蓄的年轻人(老人)倾向于选择与他们的父母(子女)共同居住，在劳动力转移的背景下，农村的空巢老人更多是由于子女外出务工导致。为了验证上述猜想，研究采用2011年CHNS数据对比了城乡空巢老人与非空巢老人的年收入后发现：城市空巢老人与非空巢老人收入差异显著，分别为26118.68元/年和24739.43元/年，而农村情况则刚好相反，非空巢老人收入为15718.88元/年，而空巢老人收入为14159.45元/年。其二，城乡空巢老人与子代之间经济互动情况不同。城市老人的状况优于农村老人，城市老人的收入多源于退休金，CHNS数据显示一半以上的城市空巢老人具有稳定的收入来源^①，在满足自身需求的情况下城市空巢老人给予子女经济支持多，而农村空巢老人通常没有稳定的收入来源，只能更多依赖子女。孙鹃娟(2017)对城乡老人代际经济收入也发现，虽然老年人家庭中的经济资源以“向上”净转移为主体，但城市老年人的“向下”转移比例和程度较高。

①  研究考虑了“城乡”虚变量与其他变量乘积同时在模型中的情形，由此检验“空巢*城乡”变量的显著性，篇幅限制，备索。年龄差异和性别差异部分同样作了相同回归，结果备索。

①  如果老人在退休后返聘则认为具有稳定的收入来源，除此之外，如果老人在退休之前的工作单位是“政府机关、国有事业单位和研究所、国有企业”定义为具有稳定收入。研究对2011年401个城市样本在过去的年份(2000、2004、2006和2009年)中查找其工作单位属性发现，9个样本退休后返聘，37个样本没有在过去的样本中找到工作单位，剩余样本中246个工作时在政府机关、国有事业单位和研究所、国有企业，认为有稳定收入。

空巢显著降低了低龄老人(< 75岁)收入维度的贫困比例。原因有二:其一，低龄老人的失能比例低且能够照顾自己的起居；其二，独居的低龄老人免去了照顾孙辈的任务更有可能参与就业。2018年对中国城乡老年人生活状况调查显示，与配偶同住的老人在业率最高，这意味着低龄老人的收入更有保障，所以空巢并没有对低龄老人带来负面影响。相比对男性收入维度的积极影响，空巢却增加了女性收入维度的贫困比例；空巢女性收入维度的贫困比例平均增加9.6%。Crystal(1990)发现早年的不公平可能通过个体的生命历程而持续累积。研究认为女性老年人先期生命历程的累积劣势(如：缺乏较高的人力资本和政治资本、更多的务农或无业)导致其收入水平较低，更容易受到空巢带来的负面影响。

2.空巢对身体健康维度的影响

空巢降低了样本总体健康维度贫困的比例，但却导致农村和女性老年群体健康维度的恶化。平均而言，空巢老人发生健康贫困的概率降低了7.4%，统计显著(见表 3)。对不同组别的系数差异检验显示：在健康维度上，统计检验均证实系数差异的显著性——系数检验的p值分别为0.028、0.023和0.062，均在5%至10%水平上拒绝原假设。相比对健康的保护作用，空巢对农村和女性老年群体的负面作用更加值得关注。表 4显示农村空巢老人和女性空巢老人在健康维度陷入贫困的概率分别增加12.1%和2.8%，统计显著。

对农村地区而言，子女外出打工推动了空巢老人家庭的形成。如果说与子女合住意味着老年人可以获得及时的生活照料和情感支持，分居则增加了养老的时间成本、距离成本和机会成本。从子女角度，照料成本增加导致外出子女对老人的照顾更多处于无作为的境况，农村空巢老人不能得到很好的生活照料。从老人角度，在尽量不给子女增加负担的考虑下，即使年老，在有能力的情况下始终从事农业劳动，过度的劳动参与降低其健康水平，CHNS数据显示63.7%的农村老人依然从事农业生产^①。

①  依照CHNS数据特点，研究通过“2010年你是否在菜地或者果园干活？”“2010年你是否在集体或家庭农场工作？”“2010年你是否在集体或者家里从事畜家禽饲养工作？”“2010年你是否在集体或家里从事渔业工作？”这四个问题来定义农业生产，只要老人从事其中的一项即认定为从事农业生产。

与上述分析不同，研究认为空巢对女性健康维度的影响更多是社会性别规制所引致的健康不平等的产物。由于社会经济地位、生理状况以及对医疗服务可及性的不同，女性较男性而言在健康上存在着显著的劣势，并且这种劣势极有可能伴随着生命周期的演进而累积到老年时期。不仅如此，老年人口女性化的趋势使得婚姻对于空巢女性的保护作用逐渐减弱。Joung et al. (1994)认为与其说婚姻决定了老人的晚年生活，不如说婚姻所带来的生活照料、相互支持和精神慰藉才是决定老人晚年生活的关键要素。

3.空巢对生活满意度维度的影响

与对收入和健康维度的影响不同，空巢增加了生活满意维度的贫困发生率，但对不同群体影响差异显著。表 3显示空巢老人生活满意维度贫困发生率增加了11.2%，在5%水平上显著。在对不同组别的系数差异检验显示：在生活满意度维度上系数检验的p值分别为0.032、0.081和0.047，均在5%至10%水平上拒绝原假设(系数相等)，故将分别分析其影响。从城乡差异来看，与农村老人不同，城市老人的生活满意度并没有因为与子女分开居住而受到影响。这更多源于城市便捷的交通方式使得子女即使与老人分开也能够常来看望老人，这种“分而不离”的方式很大程度上满足了老人照料和沟通需求；而农村空巢老人的子女大多数在外务工，并不能做到对老人的照料。农村空巢老人的日常照料只能依靠老人自己和配偶(韩枫，2017)。

从年龄差异来看，空巢显著降低了低龄老人(< 75岁)生活满意度维度的贫困比例，却增加了高龄老人(≥75岁)生活满意度维度的贫困发生率。可能的原因是，相比低龄老人具有独立生活的能力，高龄老人生活自理能力较差，失能比例较高，生活中需要更多照顾，然而，与子女分开居住的距离成本带来照料成本增加，而高龄老人配偶通常也年事已高，相互照料的能力有限。两因素作用下，空巢高龄老人的照料需求不能被满足，生活满意度不高。

从性别差异来看，空巢在改善男性老人生活满意度的同时导致女性老人生活满意度维度贫困增加。结合收入和健康维度的变化，空巢并没有对男性老人带来显著不利影响。研究认为主要由于其配偶的照顾作用。为此，研究进一步对530个空巢男性样本细分为夫妻空巢(416个)和独居空巢(114个)，回归后发现与配偶居住的空巢男性各维度的贫困发生率显著降低，但独居的空巢男性贫困发生率虽然增加但统计不显著，不显著可能是由于样本较小导致^①。这与沈可等(2013)的研究结论一致，对于空巢的有偶老人，配偶仍是其重要的照料资源与精神支柱。

①  篇幅限制没有展示，感兴趣可向作者索要。

4.空巢对多维贫困的影响

基于上述对老人经济、健康和生活满意度维度的分析，下文将通过对多维贫困指数(由收入、健康和生活满意度三个维度构建)分析，综合判断空巢对生活质量的影响。研究发现：总体上，空巢并没有增加老人陷入多维贫困的概率，但以农村、女性和高龄老年群体为代表的脆弱群体值得关注。表 3显示空巢反而降低了老人多维贫困的发生率，但统计不显著。结合空巢对老人经济、健康和生活满意度的影响，原因如下：虽然合住老人生活满意度较高；但却在收入和健康维度的优势不显著，两种作用相互抵消导致回归系数不显著。进一步讨论对不同群体的影响。来自多维贫困的证据显示，空巢没有影响老人生活质量的结论并不是对任何老年群体都适用，换言之，农村空巢老人、高龄空巢老人和女性空巢老人的多维贫困概率分别增加了3.3%、6.1%和3.9%。这说明空巢这种养老模式并不是对任何老人都有利，对于上述脆弱老人，需要给予更多关注，降低空巢对这类老人生活质量的不利影响。

(二) 空巢对老人生活质量的作用机制检验

上述研究发现，空巢总体上没有显著增加老人多维贫困发生率，即没有导致老人生活质量恶化，但对各个维度影响不同：减少了收入、健康维度的贫困比例，增加了生活满意度维度的贫困比例。对老人而言，养老模式的差异意味着家庭养老资源获取不同。空巢老人是由于获得了来自子女的更多经济支持从而减少经济贫困，还是由于配偶作为非经济支持的提供者满足(或未满足)老人被照料需求从而对健康和生活满意有影响？为检验上述猜想，参考温忠麟等(2014)对“中介效应的分析”：检验中介效应流行的方法是Baron et al. (1986)的逐步法^① (causal steps approach)。首先检验空巢对收入、健康和生活满意度维度贫困影响的总效应，如果系数显著即为中介效应；其次检验空巢对中介变量(老人获得经济或非经济支持)的系数显著性以及空巢和中介变量同时作用于老人贫困时的系数显著性，若两个系数分别显著，即两系数乘积显著，中介效应显著。

①  尽管该方法受到了很多批评(Edwards et al., 2007；Hayes, 2009；Spencer et al., 2005)，主要是由于依次检验比较不容易检验到中介效应显著。但如果研究者用依次检验已经得到显著的结果, 检验力低的问题对其而言就不是问题，依次检验的结果甚至好过Bootstrap法的结果。

研究将选取“老人获得经济或非经济支持”作为影响机制分析，具体选取“是否收到子女给的钱^② ”作为经济贫困可能影响渠道，选取非经济支持来自配偶还是子女^③作为非经济贫困(健康和生活满意度)可能的影响渠道。如果配偶年龄在75岁以下且身体健康(过去4周没有生病)则认为老人非经济支持来自配偶；采用CHNS中“父母、公婆是否被照看”作为非经济支持来自子女的代理变量^④。如果空巢是通过上述渠道影响老人贫困，那么分别控制反映经济支持和非经济支持的代理变量后，空巢对老人贫困的影响会变小，也就是说回归系数的绝对值会变小。以老人收入维度为例，如果空巢与否是通过影响获得经济支持的水平从而影响贫困发生率的话，那么，空巢老人贫困获得的经济支持水平应该更高(叶敬忠等，2009)，且更高水平的经济支持直接影响降低了空巢老人陷入经济贫困的概率。如果研究控制代表经济支持水平的变量后，倘若上述影响渠道从成立，经济支持代理指标会很显著且代替空巢与否变量的解释能力。另外，考虑中介变量是类别变量，借鉴方杰等(2017)的处理方法对中介变量回归采用二值变量回归^①，具体结果见表 4，空巢老人在获得更多来自子女的经济和非经济支持以及来自配偶的非经济支持，且影响显著。

②  在CHNS数据库中记录了家庭是否收到子女给的钱，如果该代理变量显著，意味着实际该影响可能更大，因为与老人同住的子女也可能给老人钱。

③  老人养老资源获取可能来自于配偶、子女和其他亲属，我们仅检验了来自配偶和子女对老人非经济支持(主要是日常照料)的影响，由于在样本中去掉了老人与非子女居住的样本，一定程度上减少了其他亲属对老人照顾这种情况对结果的影响。

④  在CHNS数据库wed_00中详细记录了52岁以下女性父母、公婆的信息。研究分别生成4个数据子集，分别为父亲信息、母亲信息、婆婆信息和公公信息。上述数据子集中主要包括父母、公婆的IDind以及“是否需要照顾的信息(needs to be cared for?)”，由此得到亲代是否得到子女(主要是女儿、儿媳)的照顾。最终匹配后的样本864个。

①  由于中介变量模型是二值模型，研究者一致同意二分因变量中介模型的中介效应的回归系数与中介变量和因变量方程得到的回归系数的乘积显著性的检验即为中介变量显著性的检验。

进一步分析“老人获得经济或非经济支持”中介变量的影响。表 5中(1)-(2)分析了来自子女经济支持对于老人收入维度贫困的影响。首先，模型(1)可知空巢显著降低了老人的经济贫困发生率；其次，加入子女经济支持的代理变量后，虽然代理变量10%水平上显著但空巢对老人经济贫困的影响变动较小(降幅4.76%)。需要说明的是，即使控制渠道变量后，空巢依然能够改善老人经济贫困。一个可能的解释：经济条件好的老人更乐意与子女分开居住，现有研究也发现我国储蓄率高的老人更乐意与子女分开住(李蕾等，2010)。(3)-(6)分析了非经济支持来源对于老人健康和生活满意度维度的影响。首先，模型(3)和(5)显示了空巢对健康和生活满意度的影响显著。其次，模型(4)和(6)加入非经济支持来源的代理变量后发现空巢的影响在统计上不显著，从回归结果来看，非经济支持来自配偶对老人健康影响更大，非经济支持来自子女对老人生活满意度的影响更大。这与夏传玲等(1995)研究结论一致，虽然老年人更希望子代来照顾自己，但实际上，生活照料的大部分重担仍是老年人自己及其配偶承担。由此可见，空巢对老人多维贫困的影响可归纳为：空巢老人受到来自配偶的悉心照顾和来自子女的经济支持，健康和收入维度贫困发生率更低；但受儒家思想的熏陶，来自子女的非经济支持能一定程度上削弱空巢对生活满意度的负面影响，但该影响不能完全被消除。另外，由表 4和表 5中空巢和中介变量系数可知两者系数均不为0，证明中介效应显著。

五、结论与讨论

本文以老人多维贫困为例，从家庭养老资源的视角，通过CHNS两期的追踪数据，探究老人在2009-2011年期间是否空巢对其生活质量的影响。研究发现：一、与经验判断相左，空巢并没有显著增加老人陷入多维贫困的概率，老人在经济和健康维度遭受贫困的比例反而降低了。这也在一定程度上为我国城乡多代合住比重急剧下降的现象提供了解释(Yi et al., 2003)。二、上述影响存在城乡、年龄段和性别差异。农村、高龄以及女性空巢老人更容易陷入贫困。三、从空巢对老人贫困作用机制看，空巢通过影响老人经济和非经济支持影响老人贫困：子女的经济支持和配偶的非经济支持降低了空巢老人陷入收入和健康贫困的概率；子女的非经济支持在一定程度上降低了老人生活满意度维度的贫困。

随着老龄化程度加深，从居住形式来看，未来养老模式变化归纳为与子女合住和单独居住两类(王跃生，2013)。随着空巢家庭的增加，从多维贫困来看，空巢老人获得来自子女和配偶的经济(非经济)支持保证了其生活质量。这一方面为不同养老模式下老人生活质量的干预政策制定提供参考。另一方面也启示我们：

首先，社会保障体系尚未健全背景下，相对于夫妻空巢来说，独居空巢的获得养老资源限制更多，因此，未来救助政策的设计需考虑家庭养老模式变化的影响，有限的救助资源需更多关注独居空巢老人而非夫妻空巢。其次，虽然空巢没有显著降低老人生活质量，但需重视空巢对于农村、女性和高龄老年群体的负面影响，给予这类老人更多的救助。日本在社会救助时考虑了居住模式的影响，给予高龄独居和高龄夫妻这两类家庭较高水平的救助。最后，我国传统文化决定了未来居家养老将长期存在，针对越来越多的空巢家庭，政府可以制定探亲休假制度，鼓励子女常回家看看；同时也需鼓励老人积极投身社会活动，通过社区和朋友等社会关系弥补缺失的精神慰藉。

另外，需要说明的是：研究采用多维贫困指数作为老人生活质量的度量，对健康维度的设计参考国际上多维贫困分析框架中对健康维度测量(“联合国千年发展目标(MDG)”，MDG5：产妇死亡率降低3/4；到2015年实现普遍享有生殖保健)：采用“过去一周是否生病和医疗保险”两方面作为健康维度贫困的代理变量，但随着我国医疗保险的普及，采用医疗保险来衡量老人健康维度贫困可能被低估，进而影响对老人生活质量的判断。为此，研究通过替换单个指标来检验空巢影响结果的稳定性。本着能充分反映现实状况并与替代维度含义一致的替换原则，选取老年人的BMI指数作为医疗保险替代，替换后虽然没有发现空巢老人更容易陷入健康贫困的证据，但健康维度的贫困比例增加，多维贫困发生率增加。这说明未来还需重视老人健康维度贫困，随着年龄增加，老人健康每况愈下带来的照料成本和医疗成本会无疑会增加家庭负担；防止老年人因病致困、返困，在政策需采取倾斜的医疗救助措施不可缺少。