目前，我国人口老龄化程度不断加深，截至2022年末，我国65岁及以上人口占比达到14.9%^[1]，老年人口规模不断扩大，已经步入老龄社会按照世界卫生组织的老龄化划分标准：一个国家65岁及以上人口占总人口的比重达到14%时，标志着该国家进入“老龄社会”。。老年健康一定程度上反映了国家医疗卫生事业的发展状况。^[2]我国高度重视老龄事业发展，持续推动健康中国建设并将“老年健康促进行动”放在突出位置。但据《“十四五”健康老龄化规划》数据显示，当前我国老年人的健康状况不容乐观，其健康需求尚未得到满足，如何改善老年人的健康状况，提高老年人的生活质量值得关注。在“家本位”和“孝亲敬老”文化影响下，我国老年人身体与精神健康状况与其家庭禀赋密切相关^[3]，子女收入是老年人非劳动收入的重要来源^[4]，也是家庭经济资本的重要组成部分。而家庭作为人类社会的基本结构与功能单位^[5]，是提供非正式社会支持的重要主体^[6]。家庭养老是我国主要的养老模式，老年人对子女提供养老支持具有较高期待，其健康资源的获得更多来自于与家庭的联系。^[7]

现有研究虽然对经济状况与老年人健康关系的讨论较为丰富^[8-11]，但研究视角或立足于养老金等个体经济因素，或集中于分析具有内生性的代际支持行为对老年人健康的影响。^[12-15]从扩展型家庭角度直接分析子女收入对老年父母健康影响的实证研究相对匮乏，且在异质性讨论和机制检验方面存在不足。因此，本文应用全国性调查数据从自评健康和生活满意度两个维度，实证分析子女收入对老年人健康的溢出效应及其在不同个体特征中的异质性表现，并进一步检验子女收入是否可以通过增加经济和时间的转移支持影响老年人的健康状况，从子女收入的角度补充说明子女家庭支持在改善老年人健康中的重要作用，为实施健康中国和健康老龄化战略提供家庭层面的实证依据。

1 文献综述与研究假设 1.1 子女收入对老年人健康的影响

在家庭维度下，子女收入如何影响老年人健康？一方面，子女收入是家庭资本的重要组成部分，老年人可能会因家庭财富增长和生活条件改善而感到身心愉悦。Jacobson通过拓展Grossman模型指出，家庭成员不仅是自己健康的生产者，其收入和财富对其他家庭成员的健康生产存在溢出效应。^[16-17]财富增长可以放松家庭总体预算约束，增加个体对与健康相关的投资和消费^[18-19]，有利于个体形成健康生活观念，保持健康生活方式，降低患病率^{[7, 9, 20]}。与此同时，高收入带来的居住环境改善更有益于居民身心健康^[21]，在家庭规模缩小，直系家庭增加趋势影响下^[22]，子女收入提高带来的生活改善可以为老年人获得医疗资源创造良好条件，减少老年人陷入健康贫困的风险^[8]。另一方面，家庭经济学指出，具有利他主义倾向的父母可以从子女成长中获得成就感^[23]，子女质量会显著提升父母的幸福感和生活满意度，对改善其健康状况产生重要影响^[24-25]，而经济收入状况是子女质量的一种重要表现形式^[24]。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

假设1：子女收入对老年人存在健康溢出效应。

假设1a：子女收入可以改善老年人的身体健康状况。

假设1b：子女收入可以提升老年人的生活满意度。

不同个体特征因素使老年人在获取健康资源和感受健康改善效果中存在差异。其中，年龄、性别和城乡属性是分析老年人健康差异的常用维度。^[26]社会护航模型指出，家庭构成了老年人社会网络的最内同心圆^[27]，随着年龄增长，老年人倾向于从子女社会经济地位提升中获得满足感^[25]，其生活满意度也可能会逐渐提高^[28-29]。而在“男主外、女主内”传统观念影响下，男女在资源获取方面存在性别差距^[30]，男性对健康改善的感知能力更强^[31]，因而男性可能更易从子女收入提升中获益。受城乡二元结构的影响，城镇地区的医疗资源较为丰富，更可能为子女收入影响老年人健康提供外部保障。基于此，本文提出以下研究假设：

假设2：子女收入对老年人的健康溢出效应存在个体特征差异。

假设2a：子女收入的健康溢出效应随着老年人年龄的增长而提高。

假设2b：子女收入对男性老年人的健康溢出效应高于女性。

假设2c：子女收入对非农户籍老年人的健康溢出效应更为显著。

1.2 子女家庭支持的中介作用

在中国传统的“反馈模式”亲子关系下，子女肩负为父母提供经济支持和精神慰藉的赡养责任，其家庭支持行为会对老年人健康产生重要影响。^[13]根据家庭生产理论，个体将会在时间和收入的双重预算约束下做出行为决策。^[4]既往研究表明，高收入子女更有能力在父母年老时提供养老支持，进而改善其健康状况。^{[2, 8]}现有关于子女家庭支持的研究在内容上大致可以分为经济转移和时间转移两个维度。在经济转移方面，提高子女收入可能会增加老年人获得经济支持的概率和规模^[2]，提升老年人对医疗卫生资源的获取水平，降低其在慢性病和抑郁症方面的发病率^[13]，改善老年人的生理和心理健康状况^[32]。在时间转移方面，子女情感支持可以满足老年人的精神需求，降低老年人的孤独感和抑郁程度。^[33-34]而低收入子女可能会因忙于生计难以为父母提供生活照料和情感慰藉^{[8, 35]}，致使老年人无法从与子女的交往和联系中舒缓心理压力^[36]，进而影响老年人的健康状况。随着物质生活条件的改善，子女时间转移在改善老年人健康方面的效果可能优于经济支持。^{[33, 37]}与此同时，实际生活中子女的家庭支持行为可能具有多样性和同时性，兼具经济和时间的组合转移路径同样是分析子女家庭支持传导作用的重要组成部分。基于以上讨论，本文提出以下研究假设：

假设3：子女收入通过子女家庭支持影响老年人健康。

假设3a：子女收入通过增加经济转移改善老年人健康。

假设3b：子女收入通过增加时间转移改善老年人健康。

假设3c：子女收入通过增加兼具经济和时间的组合转移改善老年人健康。

综上所述，提高子女收入既可能产生健康溢出效应直接改善老年人的健康状况，也可能通过增加三种家庭支持行为，间接影响老年人的自评健康和生活满意度。由此，本文提出子女收入、家庭支持与老年人健康的分析框架，如图 1所示。

2 资料与方法 2.1 数据来源

本文使用中国健康与养老追踪调查(CHARLS)2011年、2013年、2015年、2018年四期调查数据。该数据库具有调查规模大、连续性强、样本代表性高的显著优势，调查内容包含老年人的基础信息和家庭交往信息，与本文研究内容契合度高。本文以60岁及以上老年人作为研究对象，并在实证部分进一步考察子女收入的健康溢出效应在年龄、性别以及户籍状况等方面的异质性效果，在剔除关键变量缺失值后得到18 257个有效样本。

2.2 变量选取

因变量包括自评健康和生活满意度。分别使用问卷中“您认为您的健康状况怎么样”和“您对自己的生活是否感到满意”来反映老年人的健康状况，自评程度分为很差、较差、一般、较好、很好五个选项，依次赋值为1~5。

自变量为子女收入。结合中国国情，夫妻间的收入和财产通常以共享形式存在。本文参照吕光明和刘文慧^[17]的变量选取思路，使用“孩子和配偶去年的工资总收入”代替子女收入。通过加总后取均值的方式得到样本全部子女的平均收入，再基于数据库分组标准将上述平均收入由低到高分为12组。并进一步将样本子女收入按照三分位和四分位方式生成新的自变量进行稳健性检验。

中介变量为子女家庭支持潜变量，包括经济转移、时间转移以及组合转移三条路径。在数据可获取的范围内，将“过去一年所有共同居住小于12个月的子女给予老年父母钱与物的价值之和”为正，或“同住且经济独立”的样本视为存在子女经济支持，赋值为1，反之赋值为0，以此作为经济转移路径；使用“您多长时间见到孩子”“您多久跟孩子通话、短信、信件或电子邮件联系”和“是否同住”三个问题，并选择其中联系频率最高的回答按照0~3进行赋值，生成照料与情感支持变量，作为时间转移路径；组合路径是将上述独立路径同时加入模型中进行检验。

控制变量包括性别、学历、户籍状况、婚姻状况、个人流动资产、子女性别、子女学历、社会参与^[38]等人口与经济因素。除此之外，本文还对时间变量进行了固定，具体变量的定义及描述见表 1。

2.3 实证模型

本文基于面板数据估计策略，在扩大样本量的同时可以减少由遗漏变量带来的内生性问题，获得更为准确的因果识别结果。同时，为了修正由非随机抽样导致的样本选择性偏差，使用倾向得分匹配法(PSM)再次对模型的内生性问题进行检验。该部分重新将自变量均分为两组，并将低收入组视为对照组，以估计提高子女收入对老年人健康的平均处理效应(Average Treatment Effect of Treated，ATT)。基准回归模型和PSM估计模型分别为：

(1)

(2)

式(1)中，Health_it为老年人健康的潜变量，具体包含自评健康和生活满意度两个维度，cfi_it为子女收入，X_i为控制变量，λ_t为“第t期”对老年人的健康效应水平，u_i为不随时间变化的扰动项，ε_it为随个体和时间变化的扰动项，β为子女收入对老年人健康影响的估计系数。式(2)中，D=1为个体i在实验组，即增加子女收入对老年人自评健康和生活满意度影响的净效应。

为进一步探究子女收入对老年人健康影响的作用机理，本文使用Karlson-Holm-Breen(KHB)方法^[39]分别对子女经济转移、时间转移以及二者组合路径的中介效果进行如下分解：一是简化模型，即仅包含因变量(Health_it)与自变量(cfi_it)间的二元关系模型，如式(3)所示；二是完整模型，即包含自变量通过中介变量(M)对因变量的影响，如式(4)所示；三是差分模型，即加入M后自变量相对于因变量的变化；四是使用差分模型系数衡量中介效果；五是计算控制标尺改变后的“混杂效应”，即自变量通过中介变量对因变量的间接效应及其占比。所有的数据整理和统计分析均应用Stata15.0完成。

(3)

(4)

3 结果 3.1 子女收入对老年人健康的估计结果 3.1.1 基准回归结果

如表 2所示，模型1和模型3仅对核心自变量进行分析，模型2和模型4为加入控制变量后完整模型的估计结果。结果显示，在时间固定效应模型中，子女收入始终在1%的显著性水平上正向影响老年人的自评健康和生活满意度，即子女收入对老年人存在健康溢出效应，假设1得到验证。此外，研究还发现，性别、个人流动资产、社会参与等控制变量在两个模型中均显著。而年龄和户籍状况在自评健康和生活满意度中存在差异，后文将会进一步讨论。男性的健康状况普遍较好；老年人的生活满意度随年龄增长显著提升；非农户籍老年人的自评健康较为良好；个人流动资产、子女学历以及社会参与可以显著改善老年人的整体健康状况。

3.1.2 稳健性检验

表 3报告了更换自变量后的稳健性检验结果。结果显示，重新分组后子女收入对老年人自评健康和生活满意度的影响依然在1%水平上显著，基准模型的估计结果得到验证。

3.1.3 内生性讨论

表 4报告了以自评健康为例的样本平衡性检验结果。结果显示，匹配后变量的标准偏差被大幅缩小(均小于10%)，且绝大多数变量的T检验结果在两组间不存在显著差异，匹配后样本平衡性较为良好。

表 5报告了使用核匹配、半径匹配和卡尺内K近邻匹配三种方法得到的子女收入对老年人自评健康和生活满意度影响的平均处理效应(ATT)。结果显示，自评健康的ATT差异在0.130~0.151之间，生活满意度的ATT差异在0.139~0.153之间，说明基准模型的估计结果具有稳健性。

3.2 不同老年群体的异质性估计结果

本文参照世界卫生组织的年龄界定标准，将样本分为年轻老年人(60~74岁)和年长老年人(75岁及以上)两组。结果显示，增加子女收入对年长老年人生活满意度的提升效果显著优于年轻老年人；对男性老年人的健康溢出效应更为明显；对非农户籍老年人自评健康的改善效果较好，但在提升生活满意度方面不存在显著差异(表 6)。除此之外，随着子女收入的增长，子女收入改变对老年人生活满意度的溢出效应存在缩小的趋势，检验并补充了假设2。

3.3 家庭支持的路径检验结果

子女可以通过经济转移显著改善老年人的健康状况，其在自评健康和生活满意度中的间接效应占比分别为1.05%和2.62%；时间转移在改善老年人的自评健康和生活满意度方面均发挥着明显的中介作用，其间接效应占比分别为2.99%和2.98%，略高于经济转移路径(表 7)。

子女可以通过兼顾经济和时间转移的家庭支持方式改善老年人的健康状况。其中，在改善老年人自评健康中发挥3.65%的中介作用，在提升生活满意度中的间接效应占比达到5.11%，且以照料与情感支持为代表的时间转移路径的贡献率明显高于经济转移，验证并补充了假设3的推断(表 8)。

4 讨论与建议 4.1 子女收入对老年人存在健康溢出效应

本文在分别检验老年人自评健康和生活满意度时发现，提高子女收入可以显著改善老年人的健康状况，并且对老年人自评健康的溢出效应略大于生活满意度。已有研究指出，家庭总体财富水平的提高可以使老年人无后顾之忧的增加消费，获得更多的健康保障资源用以改善健康状况^{[8, 19]}，并且由家庭财富增长带来的生活条件改善也有利于老年人保持心情愉悦^[21]。与此同时，子女收入的提高还会使老年父母从子女的发展和成就中获得满足，显著提升老年人的生活满意度，印证了以往的研究结论。^[23-24]因此，发挥子女收入对老年人健康的溢出效应，是促进健康老龄化战略实现的有效途径。有关部门在完善就业支持政策，多渠道增加青年收入的同时可以兼顾家庭视角，与适老保障体系形成合作协调机制，为有老年人的家庭设计优惠政策，通过改善中低收入青年群体收入状况发挥代际健康效应，提高老年人健康水平。

4.2 子女收入通过经济和时间转移改善老年人健康

子女收入可以通过增加经济和时间转移的家庭支持方式改善老年人的健康状况，同时本文还补充了经济和时间组合转移路径的中介效果。具体而言，提高子女收入既可以增加其对老年人的经济转移，进而改善老年人的健康状况；也可以通过增加对老年人的照料和情感联系频率，提升老年人的健康水平，与现有研究结论基本一致。^{[2, 13, 33]}从作用效果上看，组合路径的中介作用最为明显，以照料和情感支持为代表的时间转移路径位居第二，其作用效果略大于单一的经济转移，验证了既有研究结论。^{[33, 37]}这表明，老年人的精神需求不容忽视，同步增加对老年人的经济和时间转移是子女收入促进老年人健康改善的最佳路径。因此，建议加强政策支持和文化构建，有效发挥家庭支持在改善老年人健康中的传导作用，倡导子女在提供经济支持的基础上，更要关注父母的精神需求，鼓励代际同住，增加对老年父母的看望和联系频率，有效发挥物质和精神赡养在家庭支持中的协同作用。除此之外，可以通过促进公共养老托育服务体系的提质扩容，填补因家庭支持不足致使老年人陷入健康困境的可能，为改善老年人健康状况提供外部保障。

4.3 子女收入的健康溢出效应在不同年龄、性别和户籍状况老年人中存在差异

本文在进一步讨论子女收入健康溢出效应的异质性结果时发现，子女收入增加带来的赡养能力提高，以及社会经济地位提升更易使社交范围缩小，对子女依赖程度逐渐增强^[27]的年长老年人从中获得满足，提高其生活满意度，与已有研究结论相似^[28-29]。在性别差异方面，相较于女性，男性在感知健康改善，获取健康资源等方面的优势使其更易从子女收入健康溢出效应中获益，印证了既往的研究结论。^[30-31]而分户籍来看，提高子女收入对非农老年人自评健康的改善效果明显，在提升生活满意度方面对农村老年群体的促进效果相对较强，但并不显著。已有研究认为，得益于乡村振兴战略和对农村公共转移支出的增加，农村地区的医疗卫生资源状况得到改善，老年人对收入满足自身所需的认可程度提高^[2]，同时农村地区广泛存在的地缘关系^[40]，一定程度上降低了其对子女的依赖；而城市老年人在退休后通常会选择回归家庭，其社交网络主要源于血缘关系，对子女的依赖程度较高。除此之外，交互项结果显示，随着子女收入水平的提高，其对老年人生活满意度的改善程度略有下降。劳动力供给理论指出，工作和闲暇存在时间上的替代关系，更高的收入可能会延长子女的工作时间，对向父母提供时间支持产生挤出效应，进而影响老年人的生活满意度。因此，在实施健康促进行动时需关注老年群体的内部差异，子女应当加强对年长老年人精神需求和女性老年人健康资源获得情况的关注。社区可以通过创建多元化精神文化活动，满足各类老年人的健康需求。同时应继续加强乡村医疗卫生体系建设，推动医疗资源的区域均衡布局。除此之外，需加强“常回家看看”等家庭建设的教育和宣传力度，引导子女自觉承担经济和精神赡养的双重责任，以将收入提升带来的溢出效应更多的惠及老年群体，改善老年人的健康状况。

本文存在一定的研究局限性，一是本文使用自评变量代理老年人健康，可能与实际健康状况存在差异，日后可进一步使用客观健康指标进行检验；二是随着社会经济快速发展，家庭支持方式逐渐出现双向化和复杂化特征^[41]，本文的机制检验解释了子女家庭支持在其收入增长与老年人健康中的传导作用，未来可进一步探索老年人支持行为的影响；三是本文的异质性讨论有限，在之后的研究中将继续探究其他个体和家庭特征的差异性影响，以更有针对性的提出干预路径。

作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。