劉西國(guó)

（1．濟(jì)南大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟(jì)南250002；2．山東大學(xué) 公共衛(wèi)生學(xué)院，山東 濟(jì)南250012）

一、引 言

在人口老齡化效應(yīng)日益凸顯、物質(zhì)生活水平日益提高的今天，中國(guó)政府、民眾與學(xué)者開始關(guān)注如何提高老年人精神層面的幸福與富足［1－2］。生活滿意度作為個(gè)體對(duì)自身生活質(zhì)量的總體評(píng)價(jià)，是衡量老年人生活質(zhì)量和心理健康狀況最常用的指標(biāo)之一，已經(jīng)引起許多經(jīng)濟(jì)學(xué)者的廣泛興趣，成為經(jīng)濟(jì)學(xué)中的一個(gè)熱門研究領(lǐng)域［3－5］。而我們面臨的現(xiàn)實(shí)是殘酷的：中國(guó)老人因?yàn)閷?duì)生活不滿、失望，進(jìn)而心情抑郁導(dǎo)致的自殺率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于年輕人，《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，2011年中國(guó)高齡老人自殺率城鎮(zhèn)為39／10萬，農(nóng)村為93／10萬（而25～29歲城鄉(xiāng)青年人的自殺率分別為2．6／10萬和4．2／10萬）。

因此，當(dāng)前亟待解決的問題就是如何提高老年人的生活滿意度，緩解其抑郁情緒。雖然在影響老年人生活滿意度的諸多因素中，經(jīng)濟(jì)因素至關(guān)重要，但僅靠物質(zhì)生活水平的提高未必能增強(qiáng)生活滿意度，即存在“幸福悖論”現(xiàn)象。該現(xiàn)象的公共政策涵義是：任何旨在通過增加物質(zhì)因素提高個(gè)體福利的計(jì)劃都是無效的［6］。孔子曾說“今之孝者，是謂能養(yǎng)。至于犬馬，皆能有養(yǎng)；不敬，何以別乎？”，也就是說，孝敬老人不單單是給予老人經(jīng)濟(jì)上的幫助，還應(yīng)該包括日常的看望、噓寒問暖等精神贍養(yǎng)。許多歐洲福利國(guó)家的法律中，都對(duì)子女“精神贍養(yǎng)”父母提出了具體要求，甚至規(guī)定了子女與父母的居住距離，每年、每月、每周乃至每日應(yīng)當(dāng)與父母接觸的時(shí)間和次數(shù)，如法國(guó)法律要求子女必須隨時(shí)告知父母自己的行蹤，隨時(shí)掌握父母的身體狀況。上述背景下，2013年7月1日開始施行的《中華人民共和國(guó)老年人權(quán)益保障法》要求，與老年人分開居住的家庭成員應(yīng)當(dāng)經(jīng)?？赐ǔ；丶铱纯矗┗蛘邌柡蚶夏耆?。

已有文獻(xiàn)基本認(rèn)可物質(zhì)贍養(yǎng)能提高老年人的生活滿意度［7－9］，但缺少對(duì)精神贍養(yǎng)方面的相關(guān)研究以及物質(zhì)贍養(yǎng)是否能夠替代精神贍養(yǎng)的研究。研究方法方面，已有文獻(xiàn)對(duì)于贍養(yǎng)方式與老年生活滿意度之間因?yàn)殡p向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題關(guān)注不夠；而且研究者采用的數(shù)據(jù)往往具有多層次結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，卻大多應(yīng)用基于個(gè)體水平的模型進(jìn)行分析，導(dǎo)致很多原本由分組帶來的差異被解釋為個(gè)體的差異，產(chǎn)生所謂的生態(tài)謬誤（ecological fallacy）。

本文在克服內(nèi)生性及生態(tài)謬誤的基礎(chǔ)上，試圖回答以下問題：1．對(duì)于養(yǎng)老的經(jīng)濟(jì)保障尚顯不足的中國(guó)老年人，精神贍養(yǎng)是否和物質(zhì)贍養(yǎng)一樣能提高其生活滿意度，以探求“?；丶铱纯础比敕ǖ膶?shí)證依據(jù)；2．對(duì)于無法“?；丶铱纯础钡哪贻p人，是否可以用物質(zhì)贍養(yǎng)進(jìn)行替代；3．該替代性是否存在群體差異。

二、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

老年人的生活滿意度可能反過來對(duì)子女的贍養(yǎng)行為產(chǎn)生影響，為了克服這種由反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性，本文將2012年老年人的“生活滿意度”作為因變量，2008年的物質(zhì)贍養(yǎng)與精神贍養(yǎng)作為自變量。另外，考慮到社區(qū)變量對(duì)個(gè)體層面的變量（如年齡、婚姻狀況等）影響較小，但對(duì)老年人生活滿意度的平均值影響較大，而且低層次因素（個(gè)體層次因素）對(duì)因變量（生活滿意度）的影響在各高層次（社區(qū)層次）之間是恒定的，所以應(yīng)用隨機(jī)截距模型足以糾正由于聚類而引起的樣本之間的不獨(dú)立［11］353－359。GHLM隨機(jī)截距模型如下：

第一層

第二層

其中h表示個(gè)體特征自變量個(gè)數(shù)，k表示社區(qū)變量個(gè)數(shù)，i表示個(gè)體個(gè)數(shù)，j表示社區(qū)個(gè)數(shù)，βhj是個(gè)體層次的回歸系數(shù)，Xhij為個(gè)體層次自變量，包括子女看望次數(shù)、子女問候次數(shù)、子女提供的物質(zhì)贍養(yǎng)、向子女提供的經(jīng)濟(jì)支持、老年人戶口、性別、年齡、婚姻、教育水平、個(gè)人收入、相對(duì)生活水平、居住模式、子女個(gè)數(shù)、社會(huì)資本、吸煙、飲酒、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、能否及時(shí)住院和自評(píng)健康等，εij是j社區(qū)中個(gè)體i未被模型解釋的殘差。社區(qū)層次的變量（Zkj）包括社區(qū)文盲／半文盲比例、社區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況、社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療水平、縣醫(yī)院醫(yī)療水平。

第一層模型與典型的OLS多元回歸模型的不同之處在于，其下標(biāo)j表明其估計(jì)值隨著第二層特征（社區(qū)）值的變化而變化，也就是研究對(duì)象中的每個(gè)社區(qū)都有其各自的平均生活滿意度（β0j），而且老年人個(gè)體特征對(duì)生活滿意度的影響（βhj）也因社區(qū)不同而有所不同，因而模型的截距（β0j）和斜率（βhj）在各社區(qū)之間是有變化的，這也是多層次模型的核心觀點(diǎn)——將截距和斜率作為第二層自變量的因變量。

第二層模型指出了第一層模型的參數(shù)如何受到第二層變量的影響：β0j是第一層的截距；γh0是在控制第二層自變量Zkj時(shí)一層因變量的均值；γhk是二層自變量的斜率；μhj是誤差項(xiàng)，即未被模型化的變項(xiàng)。

另外，在進(jìn)行GHLM回歸之前，應(yīng)當(dāng)檢驗(yàn)采用該模型的必要性，也就是首先進(jìn)行無條件平均模型（該模型不包含任何自變量，即“空模型”）回歸分析。其模型為ηij＝β0j＋εij，也可以將截距β0j分解為固定成分和社區(qū)層次隨機(jī)成分，即ηij＝γ00＋δ0j＋εij，其中δ0j代表社區(qū)層次的隨機(jī)變量。GHLM模型將因變量的變異分解為兩部分（和），若的變異成分（）顯著不等于0，即群間關(guān)聯(lián)度系數(shù)，則說明因變量隨社區(qū)而異，需要使用GHLM模型。

（二）數(shù)據(jù)及變量

本文利用的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS），由北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心（CCER）提供，項(xiàng)目組于2008年在浙江和甘肅進(jìn)行了預(yù)調(diào)查，2012年進(jìn)行了追蹤調(diào)查，共追蹤到2 378名受訪者，其中60歲以上老年人占55．6%。

本文將自變量“物質(zhì)贍養(yǎng)”界定為子女向老年父母提供的各種經(jīng)濟(jì)支持；“精神贍養(yǎng)”界定為子女與父母間的情感交流，用一年內(nèi)子女看望或問候（包括打電話、寫信和視頻聊天等方式）父母的次數(shù)表示。問卷中關(guān)于因變量“生活滿意度”的選項(xiàng)有五個(gè)：1．極其滿意；2．非常滿意；3．比較滿意；4．不太滿意；5．一點(diǎn)也不滿意。本文將1、2、3三種情況合并為“滿意”，賦值為0，將4、5兩種情況合并為“不滿意”，賦值為1。由于自變量（物質(zhì)贍養(yǎng)、精神贍養(yǎng)）變異性較大，本文對(duì)其進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。至于控制變量的選擇，首先結(jié)合Hausman健康需求模型，并考慮到中國(guó)人“好面子”、愛攀比的特點(diǎn)以及重視家庭養(yǎng)老的觀念，分別從社會(huì)保障、醫(yī)療保障、家庭特征、社區(qū)特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、人口特征等角度選擇變量（表1），在此基礎(chǔ)上，應(yīng)用逐步回歸法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性。

表1 部分變量含義與描述統(tǒng)計(jì)

（三）贍養(yǎng)狀況描述統(tǒng)計(jì)

表2顯示，浙江省78．2%的老年人獲得了子女的物質(zhì)贍養(yǎng)，年人均1．7萬元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于經(jīng)濟(jì)落后的甘肅省的0．4萬元；農(nóng)村老年人獲得物質(zhì)贍養(yǎng)的比例高于城市老年人12個(gè)百分點(diǎn)，反映了農(nóng)村老年人較城市老年人缺乏制度性經(jīng)濟(jì)來源，但人均獲得金額少0．7萬元，體現(xiàn)了農(nóng)村老年人養(yǎng)老經(jīng)濟(jì)保障水平低于城市。綜合來看，74．9%的老年人需要得到子女的物質(zhì)贍養(yǎng)，說明家庭養(yǎng)老的負(fù)擔(dān)依然很重。卡方檢驗(yàn)顯示，在老年人獲得經(jīng)濟(jì)支持的比例方面，浙江和甘肅以及城鄉(xiāng)間存在顯著差異。

表2 過去一年老年人獲得子女物質(zhì)贍養(yǎng)狀況

表3顯示41．7%的老年人每天能見到子女，這么高的比例可能是兩方面的原因，一是受訪者81%為農(nóng)村居民，二是受訪者50．9%與子女在同一個(gè)村里居?。ㄒ姳?）。11．5%的老年人一年見不到一次子女，30．0%老年人一年之內(nèi)子女對(duì)其問候的次數(shù)少于1次。卡方檢驗(yàn)顯示，在看望、問候老年人的比例方面，浙江和甘肅以及城鄉(xiāng)間存在顯著差異。

表3 子女過去一年與老年人看望／問候次數(shù)

三、實(shí)證分析

（一）模型檢驗(yàn)

首先，為了直觀地檢驗(yàn)兩個(gè)自變量和提供經(jīng)濟(jì)支持與老年人生活滿意度的關(guān)系，分別繪制了四個(gè)局部加權(quán)回歸散點(diǎn)圖（圖1～4）。局部加權(quán)回歸散點(diǎn)平滑法（Locally weighted scatterplot smoothing，Lowess）通過一定比例的局部數(shù)據(jù)擬合多項(xiàng)式回歸曲線，是研究二維變量關(guān)系的一種有力工具。本文所用統(tǒng)計(jì)軟件為STATA12．0。

圖1 獲得經(jīng)濟(jì)支持與生活滿意度

圖2 提供經(jīng)濟(jì)支持與生活滿意度

圖3 子女問候次數(shù)與生活滿意度

圖4 子女看望次數(shù)與生活滿意度

圖1～4顯示，滿意度＝0的點(diǎn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于滿意度＝1的點(diǎn)，說明大部分老年人生活滿意度較高（表1顯示90%的老年人對(duì)生活感到滿意）；圖1～2表明，老年人獲得子女物質(zhì)贍養(yǎng)以及老年人向子女／孫子女提供一定的經(jīng)濟(jì)支持都能提高老年人生活滿意度，但當(dāng)其提供的經(jīng)濟(jì)支持超過一定程度時(shí)，會(huì)降低生活滿意度，說明被“啃老”未必降低老年人的生活滿意度；圖3～4表明，精神贍養(yǎng)能提高老年人的生活滿意度。

其次，根據(jù)空模型回歸結(jié)果，社區(qū)間的變異值（即群間變異值τ20）為0．063，社區(qū)內(nèi)變異值（σ20）為0．291，因此群間關(guān)聯(lián)度系數(shù)（ICC）為：

即老年生活滿意度的差異17．80%來自于社區(qū)，其余82．20%來自于老年人個(gè)體。這說明，對(duì)屬于同一社區(qū)的老年人而言，他們的生活滿意度具有很強(qiáng)的相似性和關(guān)聯(lián)性，而對(duì)于不同社區(qū)的老年人，他們生活滿意度具有很大的差異性，說明社區(qū)因素對(duì)于預(yù)測(cè)老年人心理健康具有重要意義。因此，模型中加入社區(qū)隨機(jī)因素將改善模型的適合性，提高參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性。

（二）基本回歸結(jié)果

本文采用逐步回歸法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性：如果新增解釋變量后出現(xiàn)了同以前回歸結(jié)果完全相反的結(jié)論，那么就可以認(rèn)為以前的回歸結(jié)果不具有穩(wěn)健性（王弟海等，2008；Levine，R．和 D．Renelt，1992）。表4中，逐步回歸得到的6個(gè)模型 Wald chi2相應(yīng)的Prob＞chi2取值都顯著地不等于0，說明模型總體擬合度較好（楊菊華，2012）。同時(shí)，6個(gè)模型都顯示，精神贍養(yǎng)有利于改善老年人的生活滿意度，說明模型是穩(wěn)健的。

從表4中可以看出，增加看望或問候老年人的次數(shù)都有利于其生活滿意度的改善，其中日常問候?qū)τ诶夏耆松顫M意度的提升在六個(gè)模型中都具有顯著性，而“看望”變量的回歸系數(shù)并不顯著，說明“?；丶铱纯础辈⒉荒茱@著影響老年人的生活滿意度。模型Ⅲ加入“能否及時(shí)住院”、“是否有醫(yī)療保險(xiǎn)”和家庭特征變量后，精神贍養(yǎng)對(duì)老年人生活滿意度改善的程度提高了，說明醫(yī)療服務(wù)可及性和家庭特征與精神贍養(yǎng)之間負(fù)相關(guān)（阮榮平），原因在于既然精神贍養(yǎng)的影響程度提高，說明其邊際效應(yīng)提高了，意味著精神贍養(yǎng)的總量降低了，說明提高醫(yī)療服務(wù)可及性、改善家庭結(jié)構(gòu)（增加家戶人口、與子女同住等），可以減輕子女精神贍養(yǎng)老年父母的壓力。模型Ⅴ進(jìn)一步加入基期健康狀況、社會(huì)資本等變量后，精神贍養(yǎng)對(duì)生活滿意度的影響進(jìn)一步加強(qiáng)，說明老年人健康狀況越好、參與社會(huì)活動(dòng)越多，對(duì)子女的精神贍養(yǎng)依賴越少。

表4 不同贍養(yǎng)方式對(duì)老年人生活滿意度影響的GHLM回歸結(jié)果

本研究關(guān)注的重點(diǎn)是模型Ⅵ，加入物質(zhì)贍養(yǎng)變量后，子女看望次數(shù)對(duì)于改善老年人的生活滿意度的經(jīng)濟(jì)性和顯著性都有明顯改善，說明物質(zhì)贍養(yǎng)與看望次數(shù)負(fù)相關(guān)，也就是在保持老年人生活滿意度水平不變的前提下，提高物質(zhì)贍養(yǎng)水平，可以減少子女看望的次數(shù)，說明物質(zhì)贍養(yǎng)對(duì)于精神贍養(yǎng)有替代作用。另外，加入物質(zhì)贍養(yǎng)變量后，子女問候次數(shù)對(duì)生活滿意度的影響無論是經(jīng)濟(jì)性還是顯著性都降低了，說明物質(zhì)贍養(yǎng)與問候次數(shù)是正相關(guān)的，說明物質(zhì)贍養(yǎng)不能替代對(duì)老人的問候。上述結(jié)果說明，要想保證老年人的生活滿意度不變，子女可以用物質(zhì)贍養(yǎng)代替日常看望，但日常的電話、書信、視頻等情感交流仍要保持，這是物質(zhì)贍養(yǎng)所不能代替的。

（三）分樣本回歸結(jié)果

由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)和文化發(fā)展水平東西部間、城鄉(xiāng)間存在差距，上述結(jié)論可能存在群體性差異，需要進(jìn)行分樣本分析。

表5顯示（為節(jié)省篇幅，略去了其他變量的回歸結(jié)果，下同），加入物質(zhì)贍養(yǎng)變量后，子女的看望次數(shù)對(duì)浙江省老年人生活滿意度的影響程度有所降低，說明物質(zhì)贍養(yǎng)與看望次數(shù)正相關(guān)，物質(zhì)贍養(yǎng)不能替代“?；丶铱纯础?，而甘肅省則相反。加入物質(zhì)贍養(yǎng)變量后，子女問候次數(shù)對(duì)老年人生活滿意度的影響方向在浙江省樣本中發(fā)生了變化，說明模型缺乏穩(wěn)健性，因此不做分析。而在甘肅省，系數(shù)的經(jīng)濟(jì)性和顯著性都降低了，說明物質(zhì)贍養(yǎng)和問候次數(shù)正相關(guān)，物質(zhì)贍養(yǎng)不能替代日常問候。在城市，物質(zhì)贍養(yǎng)可以替代子女的看望次數(shù)，在農(nóng)村物質(zhì)贍養(yǎng)能顯著提升老年人的生活滿意度。

表5 生活滿意度地區(qū)、城鄉(xiāng)差異回歸結(jié)果

表6顯示，無論男女，物質(zhì)贍養(yǎng)都能替代子女的看望次數(shù)，而且對(duì)于女性老年人來說，物質(zhì)贍養(yǎng)還能替代子女的問候次數(shù)；對(duì)70歲以下老年人來說，物質(zhì)贍養(yǎng)能替代子女看望次數(shù)，對(duì)70歲以上老年人來說，物質(zhì)贍養(yǎng)不能替代子女的問候次數(shù)。

表6 生活滿意度性別、年齡差異回歸結(jié)果

表7顯示，無論老年人是否有自己的收入，物質(zhì)贍養(yǎng)都能替代與子女的看望次數(shù)，但不能替代對(duì)無收入老年人的問候；無論老年人健康狀況如何，物質(zhì)贍養(yǎng)都能替代子女的看望次數(shù)，但都不能替代子女的問候次數(shù)。

表7 生活滿意度收入、健康差異回歸結(jié)果

四、物質(zhì)贍養(yǎng)替代精神贍養(yǎng)的機(jī)制分析

物質(zhì)贍養(yǎng)對(duì)心理健康的影響機(jī)制有兩種假說：一是緩沖器假說，認(rèn)為物質(zhì)贍養(yǎng)的健康促進(jìn)效應(yīng)在于它能緩沖應(yīng)激性事件對(duì)健康的損害；二是獨(dú)立作用假說，即認(rèn)為無論生活事件存在與否，物質(zhì)贍養(yǎng)對(duì)健康都有直接影響（王興華等，2006）。無論哪種假說，都認(rèn)為物質(zhì)贍養(yǎng)對(duì)身心有正向積極的作用。物質(zhì)贍養(yǎng)對(duì)生活滿意度的促進(jìn)機(jī)制也可以用“主效應(yīng)模型”的增益作用進(jìn)行解釋，該模型認(rèn)為，無論個(gè)體是否面臨壓力情境，良好的社會(huì)支持系統(tǒng)總能促進(jìn)身心狀況，不一定需要應(yīng)激狀況的存在。

特別是對(duì)于缺乏正式社會(huì)養(yǎng)老保障的老年人，子女提供的經(jīng)濟(jì)支持可以滿足老年人的缺失性需求，能夠改善老年人的生活狀況、促進(jìn)其機(jī)體機(jī)能、維持其良好的心理情緒體驗(yàn)，從而使其保持較高水平的生活滿意度。同時(shí)，子女提供的經(jīng)濟(jì)支持傳遞著對(duì)老年人的關(guān)愛和孝敬。中國(guó)傳統(tǒng)養(yǎng)老文化認(rèn)為，老年人獲得子女的物質(zhì)贍養(yǎng)體現(xiàn)了老年人教子有方，符合“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念以及傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老的“反饋模式”，老年人的人生價(jià)值得到了肯定，在街坊鄰居及親朋好友面前感到有“面子”，其社會(huì)交換感和家長(zhǎng)角色感得到維護(hù)，從而提升老年人的生活滿意度。因此，在中國(guó)傳統(tǒng)文化中，老年人大多支持、鼓勵(lì)子女外出發(fā)展，子女的興旺發(fā)達(dá)最容易讓老年人產(chǎn)生幸福感［12］。

當(dāng)然，物質(zhì)贍養(yǎng)能否最終替代精神贍養(yǎng)提高老年人的生活滿意度水平，還與老年人看問題的視角有關(guān)：如果攀比心理嚴(yán)重，自己獲得物質(zhì)贍養(yǎng)水平越高，則優(yōu)越感會(huì)越強(qiáng)，生活滿意度也越高；相反，如果老年人獲得物質(zhì)贍養(yǎng)水平較其他老年人低，則可能會(huì)降低其生活滿意度；而老年人如果屬于樂觀者，看到自己獲得物質(zhì)贍養(yǎng)水平低于其他老年人，認(rèn)為自己很快也會(huì)得到子女更多的物質(zhì)贍養(yǎng)（類似于經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“隧道效應(yīng)”），也可能會(huì)提高生活滿意度。

五、結(jié)論及建議

本文利用分別代表中國(guó)經(jīng)濟(jì)最為發(fā)達(dá)的浙江省和經(jīng)濟(jì)最為落后的甘肅省的調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)雖然經(jīng)濟(jì)與文化各不相同，但“?；丶铱纯础倍寄芴嵘夏耆说纳顫M意度，為“?；丶铱纯础比敕ㄌ峁┝藢?shí)證依據(jù)。但是，對(duì)于保障基礎(chǔ)薄弱的中國(guó)老年人，物質(zhì)贍養(yǎng)仍具有不可替代的作用，而且能替代“常回家看看”，這一發(fā)現(xiàn)對(duì)于流動(dòng)性極強(qiáng)的中國(guó)年輕人提供了新的“盡孝”途徑。

（一）主要研究結(jié)論

1．精神贍養(yǎng)可以提高老年人的生活滿意度。精神贍養(yǎng)的確可以提高老年人生活滿意度，但其影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于物質(zhì)贍養(yǎng)，說明在中國(guó)物質(zhì)贍養(yǎng)仍是影響老年人生活滿意度的最重要因素。而且，“?；丶铱纯础睂?duì)老年人生活滿意度的提高不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，子女的電話、書信問候更能提高老年人生活滿意度。

2．物質(zhì)贍養(yǎng)可以替代精神贍養(yǎng)提高老年人的生活滿意度。精神贍養(yǎng)和物質(zhì)贍養(yǎng)都會(huì)提高老年人的生活滿意度，而且物質(zhì)贍養(yǎng)對(duì)于精神贍養(yǎng)具有替代作用，缺乏養(yǎng)老保障的中國(guó)老年人不存在“幸福悖論”現(xiàn)象。

3．物質(zhì)贍養(yǎng)的替代作用存在一定程度的地區(qū)、城鄉(xiāng)、性別等差異。物質(zhì)贍養(yǎng)替代子女看望次數(shù)方面存在地區(qū)和年齡方面的差異，但在替代子女問候次數(shù)方面并不存在地區(qū)等方面的差異：物質(zhì)贍養(yǎng)可以替代落后地區(qū)老年人、低齡老年人子女“?；丶铱纯础?，但物質(zhì)贍養(yǎng)一般不能替代子女問候老人的次數(shù)。

（二）建議

歐洲福利國(guó)家關(guān)于“精神贍養(yǎng)”入法的做法未必完全符合中國(guó)國(guó)情，而完善社會(huì)保障的框架對(duì)中國(guó)政府來說更重要，“?；丶铱纯础比敕?，只能算是一種提倡，人倫的感情用法律制約不太可取。對(duì)于那些在外務(wù)工的低收入群體來說，經(jīng)濟(jì)問題是最大的障礙，“常回家看看”往往是心有余而力不足，政府應(yīng)當(dāng)從政策角度為“常回家看看”創(chuàng)造條件。比如，對(duì)在外務(wù)工者，可以通過減免稅收鼓勵(lì)其回家盡孝，通過工會(huì)監(jiān)督、法律保障等方式維護(hù)勞動(dòng)者探親休假權(quán)益。同時(shí)，考慮到物質(zhì)贍養(yǎng)的替代作用，政府應(yīng)當(dāng)盡可能提高家有老年父母的外出務(wù)工者的收入，提高其物質(zhì)贍養(yǎng)父母的能力，并顧及地區(qū)、城鄉(xiāng)及家庭經(jīng)濟(jì)狀況的差異，避免“一刀切”政策。

［1］ 劉軍強(qiáng)，熊謀林，蘇陽．經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)期的國(guó)民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究［J］．中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2012（12）．

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