子女支持能够提升农村老年人生活满意度吗？

殷 俊，游 姣

(武汉大学 社会保障研究中心，湖北 武汉 430072)

人口老龄化是社会发展的必然趋势，中国作为老龄人口数量多、老龄化程度日益上升的发展中大国，老年人的养老问题成为其新时期发展的重要挑战之一。同时家庭养老功能的逐渐弱化，尤其是在人口老龄化问题更为严峻的农村地区，家庭规模的缩减、大量年轻劳动力外出务工，和相对低水平的社会保障服务供给，都使得老年群体“安享晚年”的预期受到严重冲击。据《2019中国卫生和计划生育统计年鉴》显示，截至2018年底我国农村老年人自杀率仍处于较高水平且呈现年龄与自杀率正相关的特征。女性高龄老年人(85岁及以上)的自杀率为39.08/10万，而男性则高达67.62/10万，农村老年人心理健康状态堪忧。老年人生活满意度不仅涉及农村养老与农村发展问题，更对社会的健康与和谐发展意义重大。如何提升农村老年人的生活满意度日益成为社会各界研究的热门话题。在我国家庭养老是最主要的养老模式，子女支持是保障老年人养老服务和生活质量的重要因素，与老年人生活满意度密切相关。分析子女支持对农村老年人生活满意度的影响，对探究适合农村老年人的家庭支持体系和完善我国农村养老服务体系从而保障老年人幸福生活具有重要的理论和实践意义。关于子女支持对农村老年人生活满意度的影响不少学者已有研究，然而现有文献更多的是关注子女经济支持或生活照护等单项支持行为对老年人生活满意度的影响，且研究结论存在异议。子女支持真的能有效提升农村老年人的生活满意度吗？如果能，子女支持对生活满意度的积极作用在不同年龄、性别的老年群体中是否存在差异？实际情况中有的老年人获得子女单项支持，有的则同时获得经济和生活方面的照护，那么不同子女支持对老年人生活满意度的作用是否存在此消彼长的关系呢？

一、文献回顾

生活满意度作为评估生活质量的重要指标之一，较好反映了老年人的物质和精神状态，是对原来期望水平和达到目标之间的差异的判断或认知体验[1]。已有关于农村老年人生活满意度的研究更多地集中在满意度现状及其影响因素两个方面。关于影响因素，已有研究主要从年龄、性别、受教育程度等个体层面，婚姻关系、家庭收入、代际支持等家庭层面，邻里关系等反映社会资本的社会关系层面，以及政策制度、自然和人文环境变化等宏观层面去考察[2-4]。经济和健康状况是影响老年人生活满意度的主要因素[5]。

子女是农村老年人主要经济来源和生活照料者。在人口老龄化程度不断加深和家庭赡养功能弱化的冲突背景下，家庭层面中的代际关系尤其是子女的代际支持对农村老年人生活满意度的影响得到广泛关注。由于概念和研究范围的界定有所不同，子女支持的内容通常和非正式照料及社会支持等相关。在具体的经济供养上农村老年人比城市老年人更加依赖子女。但是，由于相对贫困、正式照料服务不足和子女外出务工等原因，农村子女支持行为减少，老年人养老由子女支持这种非正式照料形式向自我照料发展，自我照料的老年人比重从2000年到2010年间增长了18.7%[6]。子女代际支持的减少并不意味着其重要性的降低。贝克尔通过建立家庭生产和消费函数来分析家庭分工和家庭生育决策，认为从经济学的角度子女可以被认为是一种家庭内部的耐用消费品，被生产出来后可以满足父母的物质或精神需求[7]。任何事物都有其自身的价值、并且人和人之间的交往都可以看成一种交换形式[8]。家庭代际支持则是社会交换理论在家庭中的应用，家庭资源在不同成员之间流动，从而实现各个成员自身效益的最大化。在我国这种代际交换或是家庭照料很大程度受到传统儒家文化和孝道的影响，一般是父辈养育子女，为其进行相应投资，子辈长大后回报父母。这种反馈关系费孝通从“反馈论”[9]进行了详细的阐述，文化成为影响家庭代际支持功能和形式的重要力量[10]。

关于子女支持对农村老年人生活满意度的影响，研究结论存在差异。主流观点认为子女支持如经济支持和家务帮助可以显著提高其生活满意度[11-12]。代际支持使老年人具有更好的心理健康，降低他们的抑郁程度[13]。也有部分研究得出相左的结论，如有学者利用社会支持量表分析发现来自家庭成员的支持对老年人生活满意度无显著性影响[14]。以生活满意度指标研究生活质量时，有研究运用广义结构方程模型实证发现子女照料会降低农村残疾老年人的生活质量[15]。子女的态度同样影响代际支持的效果，有研究表明当老年人在接受子女提供的非正式支持时，如果感到没有被尊重，其患抑郁症的风险会提高，并且女性老年人在意愿没有被了解时患抑郁症的风险比其他同龄人高[16]，老年人希望自己得到尊重和自我意愿被照料者认可。在具体分析子女支持的作用过程时，相关研究得出了子女提供经济支持会使子女生活照护的可能性提高5.36%[17]，或子女经济支持对其提供的精神慰藉具有一定的替代作用[18]等结论。

子女支持对农村老年人生活满意度的影响已是新时代农村发展问题的研究重点和热点。然而通过上述文献回顾可以发现现有研究仍存在以下不足：(1)由于研究数据和研究方法的不同，研究结论往往存在差异。这突出表现在相关研究没有对研究结果做进一步的稳健性检验和内生性检验。(2)大多数研究只注重检验单一的子女支持形式是否对农村老年人生活满意度存在影响，较少在同一个研究中分析不同子女支持形式的交互是否对农村老年人生活满意度产生作用。(3)虽然部分研究进行了变量影响的异质性讨论，但实证分析仅止步于简单的分组回归。基于此，本文结合中国家庭追踪调查(CFPS)数据实证分析子女经济支持和生活照护对农村老年人生活满意度的影响，同时对分析结果进行稳健性检验和内生性处理，在此基础上分析两种子女支持形式之间的交互作用，检验子女支持对农村老年人生活满意度的异质性影响。

二、研究设计

1.数据来源

本文研究基于2016年中国家庭追踪调查(CFPS)数据。CFPS由北京大学中国社会科学调查中心实施，是一项全国性的、大规模的和多学科的社会跟踪调查项目，具有较高的数据质量和研究价值。一方面，该项目覆盖25 个省/市/自治区，样本量大，由内隐分层方法抽取的多阶段等概率样本构成。2016年追踪调查以2010、2012和2014年三轮调查数据为基础，最终个人层面有效样本量为45 319。另一方面，CFPS从社区、家庭和个人三个层面展开，调查内容广泛，与本文研究十分契合。结合研究目的本文对数据进行相关筛选。第一，保留了农村户口样本和剔除了年龄在60岁以下的样本。第二，本文研究子女支持对老年人生活满意度的影响，因此剔除了无子女、子女已去世等样本。第三，为尽量避免因为样本缺失而产生的分析误差，剔除参与分析变量尤其是被解释变量和解释变量的缺失值样本，以及一些拒绝回答等样本。经过数据处理，本文研究共包含5 476个样本量，其中男性2 650人，女性人数为2 826，比重分别为48.39%和51.61%。

2.变量选取及描述

(1)被解释变量。作为一个综合性的概念，生活满意度反映了个体对收入、身心健康和生活条件等多方面的态度。本文被解释变量采用问卷中“对自己生活满意度”的打分题为操作化变量。该题取值为0～5分，表示从非常不满意到非常满意的递增程度，研究中打分4分及以上赋值为1，表示较高的生活满意度，4分以下赋值为0，表示较低的生活满意度。

(2)解释变量。本文解释变量为子女支持。一般子女向老人输出的支持包括经济支持、生活照护和情感支持。但是情感支持是一个不易测度的指标，这体现在研究中有以与父母亲近程度、有困难是否和子女倾诉或是和父母见面或邮件联系频率等来表示[19-20]，研究结果也不一而论。子女对老年人提供的经济支持或是生活照护实际上已经侧面反映了子女与父母之间的情感关系。因此为避免变量选取不当引起的结果误差，本文以子女向老年人提供经济支持和提供生活照护两类行为反映子女对老年人的支持情况。

(3)主要控制变量。除上述主要解释变量，也存在其他变量影响老年人的生活满意度。结合已有研究，本文分析中纳入老年人个体、家庭、生活方式和社会关系等主要控制变量，具体包括年龄、性别、婚姻、学历、子女数量、自评健康、慢性病、家庭收入水平、养老金、喝酒、锻炼，工作状态和邻里关系。

具体变量的说明和统计如下表1所示。被解释变量的均值为0.643 7，说明大部分农村老年人生活满意度较高，但仍有一部分老年人的生活满意度亟待提升。在解释变量方面，接近60%的子女会向老年人提供经济支持，但向老年人给予生活照护的子女比例不足50%。在控制变量方面，年龄的均值为67.757 1，表明样本老年人以低龄老年人为主。同时，样本变量还呈现以下几方面的特征：男女数量分布比较均衡；约80%的老年人处于有配偶状态，大多数老人还是“多子女”状态，家庭规模相对较大；老年人受教育程度普遍较低；老年人自评健康和慢性病的均值为0.685 4和0.710 6，表明整体健康水平较高；在收入方面，虽然老年人家庭整体收入水平较低，但约70%的老年人有养老金收入；在生活和社会交往方面，老年人邻里关系较好，超过一半的老年人处于工作状态，生活习惯呈现喝酒少，但锻炼少的特点。

3.模型构建

由于本文所研究的被解释变量为二分类变量，因此在具体的分析中采用Probit回归模型。二元Probit模型中，被解释变量Y取值为1或者0，表示事件发生的概率，即

具体模型表达式为：

H=β0+β1support+controls+ε

(1)

H=β0+β1supportfinance+β2supportcare+β3(finance×care)+controls+ε

(2)

H=β0+β1support+β2D+β3D(support+controlsothers)+controlsothers+ε

(3)

式(1)中，H为老人生活满意度，support为单项子女支持，即子女经济支持或生活照护，β1为相关系数。controls为控制变量，包括老年人个体特征、家庭因素、生活方式和社会交往四方面。此外，β0为常数项，ε为误差项。式(2)研究子女支持中经济支持和生活照护的交互项对农村老年人生活满意度的影响，β3为交互项的系数。式(3)用于检验子女支持对农村老年人生活满意度的异质性影响，其中D为检验的异质性虚拟变量，如性别特征，若某个老年人为男性，则D=1，否则D=0。模型中除基本回归变量外，增加了D和主要解释变量以及其他所有控制变量的交互项。

三、实证结果及分析

1.农村子女支持对老年人生活满意度的影响

(1)子女支持对农村老年人生活满意度的回归分析。表2中模型1及模型2分别反映了子女经济支持和生活照护对老年人生活满意度影响的回归系数及估计结果，结果表明子女经济支持和生活照护对农村老年人生活满意度具有显著性的正向效应。从控制变量的回归结果看，年龄、性别、婚姻、健康、家庭收入、养老金、锻炼情况和邻里关系对农村老年人生活满意度存在显著影响。其中，年龄、健康、家庭收入、养老金、锻炼和邻里关系与老年人生活满意度均是正相关关系，并在1%的水平上显著，这与已有相关研究结论基本相符[22]。婚姻状况在10%的显著水平上正向影响农村老年人的生活满意度。“少时夫妻老来伴”，配偶的陪伴可以缓解老年孤独，改善老年人心理健康状态。性别对老年人生活满意度产生负向影响，并在10%的水平上显著，表明相比于男性，女性老年人生活满意度更高。在一定程度上这与家庭分工相关，男性比女性承担更重的养家责任，女性尤其是女性老年人，在晚年心理上更容易实现满意度的预期。

为了更直观反映子女支持对农村老年人生活满意度的影响，表2中模型3和模型4分别报告模型1和模型2的边际效应。结果显示，对于农村老年人，相比于没有子女经济支持，有经济支持的生活满意度的概率提高3.89%，并在1%的水平上显著；有子女生活照护的老年人生活满意度处于较高水平的可能性比没有子女生活照护的高2.5%，并在10%的水平上显著。在医疗卫生等公共服务水平相对较低的农村地区，子女支持本质上是老年人抵御身心健康风险和贫困危机的坚实后盾。从微观层面看子女的经济支持和生活照护使老年人“养儿防老”的目标得以实现。从宏观变迁的视角分析，伴随着经济社会的发展国民预期寿命增加和生活水平的提升使老年人的需求层次提升，由无病无灾的温饱状态上升为享受晚年美好生活，此时家庭中子女对老年人的关怀成为老年人生活满意的重要组成部分。同时，社会经济结构的变迁推动劳动力要素流动加快，而家庭现代化发展使家庭规模缩减和家庭功能弱化，老年人孤独感倍增。2016 年第四次中国城乡老年人生活状况抽样调查成果显示，农村老年人精神孤独问题非常严重。在此背景下子女支持对老年人生活满意度的积极作用尤为明显。这也充分验证了家庭代际支持理论在现代社会变迁中仍然适用，子女支持是提升老年人生活满意度的重要途径。

表2 子女支持对农村老年人生活满意度的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著，括号内为稳健标准误，下同。

(2)稳健性检验。为检验回归结果的稳健性，保持解释变量和其他控制变量不变，以其他两个操作变量分别替换生活满意度进行回归分析。第一个替换的操作变量仍以问卷中生活满意度问题的回答为基础。由于该问题的回答存在等级和程度的差异，此处构建生活满意度1，得分5分为较高的生活满意度，赋值为1，否则赋值为0，表示为较低的生活满意度。第二步，选取“对自己未来信心程度”问题作为另一个稳健性检验变量，再次检验估计结果是否稳健，打分4分及以上表示有信心，赋值为1，4分以下赋值为0，表示对未来缺乏信心。结果如表2模型5至模型8所示，模型5和模型7对应子女经济支持对农村老年人生活满意度的影响，模型6和模型8表示子女生活照护对老年人生活满意度影响的稳健性检验。子女经济支持和生活照护对农村老年人生活满意度具有显著的积极作用，与前文回归分析相符，说明研究结果较为稳健。

(3)基于倾向得分匹配方法(PSM)的再检验。上述回归分析与检验表明子女支持对农村老年人生活满意度具有显著的正向作用。但是老年人个体因素不同，同样会影响他们是否会受到子女提供支持，因此前文中子女支持对老年人生活满意度的影响可能被高估或低估。为了降低样本选择偏误和遗漏变量问题，提高上述回归结果的可靠性，本文通过倾向得分匹配的方法(PSM)来进一步分析检验。首先，结合前文分析通过Probit回归模型估计倾向得分，预测子女支持对老年人生活满意度积极或消极影响的概率。然后，根据倾向得分结果对变量进行匹配，观察匹配后的处理组(子女提供支持)和对照组(子女不提供支持)的每个变量的标准化偏差。匹配结果(以近邻匹配为例)显示所有样本标准偏差均低于10%，数据均衡效果较好。最后，根据匹配结果利用近邻匹配、半径匹配和核匹配方法分别计算子女支持对老年人生活满意度的平均处理效应。结果如表3所示，匹配前后子女经济支持和生活照护对老年人生活满意度都是显著的正向影响。具体来说，针对子女经济支持的样本分析中近邻匹配和半径匹配的t值分别为2.00和2.38，绝对值均大于临界值1.96，在5%的水平上显著。核匹配的t值为2.62，绝对值大于临界值2.58，在1%的水平上显著。在匹配后的结果中，三种匹配方式的平均处理效应值分别为0.029 8、0.033 2和0.036 0，比匹配前略有降低，说明存在其他因素提高子女经济支持对老年人生活满意度正向影响的可能性。但是匹配后的平均处理效应值与前文分析的边际效应(0.038 9)较接近，表明前文回归分析结果较为稳健。同理，子女生活照护的平均处理效应表示，尽管正向效应被略有放大，子女生活照护显著地作用于老年人生活满意度(|t|>1.64)，前文分析结果较为稳健。

表3 子女支持对农村老年人生活满意度影响的平均处理效应

2.子女经济支持和生活照护对农村老年人生活满意度影响的交互效应

前文回归分析表明子女经济支持和生活照护均显著的提升农村老年人的生活满意度。那么子女提供的经济支持和生活照护是单独对老年人生活满意度产生影响还是存在交互效应呢？更为直接的问题是提供生活照护是否会提高或降低经济支持对老年人生活满意度的积极作用？结合公式(2)，表4展示了逐步回归中子女经济支持和生活照护交互对农村老年人生活满意度影响的回归结果。模型1到模型4逐步加入解释变量和控制变量，模型5为模型4回归结果的边际效应。结果显示当回归模型中仅有被解释变量和两个解释变量时，农村子女经济支持和生活照护对老年人生活满意度均有正向效应，在1%的水平上显著。但添加二者的交互项后，如模型3至模型5所示，交互项不显著，说明子女生活照护不会影响经济支持对老年人生活满意度的作用方向及作用程度。为检验这一回归结果的稳健性，采用和前文同样的替换变量方式再次进行回归，结果如表4中模型6和模型7所示，子女经济支持和生活照护的交互项虽然为负值，但在统计上不显著。

但是回归系数不显著不代表可以做出绝对论断：子女生活照护不能降低子女经济支持对农村老年人生活满意度的积极作用。交互效应可以由不同斜率的直线表示，斜率不同表明存在交互效应，直线不平行的程度则反映交互效应的大小。通过对模型4回归结果预测值的分析发现，子女经济支持和生活照护对农村老年人生活满意度的边际效应近似于两条平行线，但是二者斜率不同(经济支持=1.078 9，生活照护=0.093 8)，表明二者对老年人生活满意度的影响存在较小的交互效应。对于有子女经济支持的农村老年人，获得子女生活照护会使其生活满意度较高的概率降低0.61%。从情感维度分析出现这种情况的一个原因是老人会因为子女既提供经济支持又给予生活照护而产生负疚感从而降低了生活满意度。因为提供生活照护会减少子女的就业机会[23]，而提供经济支持则会进一步增加其家庭负担。现实中家庭经济状况对老年人心理上的满足程度具有积极影响，而心理状态又是健康因素中影响老年人生活满意度的重要一环。双项子女支持易形成“子女退出劳动力市场-家庭经济水平降低-老年人心理负疚-老年人满意度降低-子女退出劳动力市场程度加深”的不良循环。这也从侧面验证了贝克尔关于家庭生产理论中的家庭分工论述，为合理配置家庭人口资源子女和老年人应根据自身情况相互协调分工，子女进入市场从事市场劳动，老年人在家庭中协助家庭事务。当子女已经提供经济支持的情况下还因提供生活照护而远离市场时，无法实现分工效用最大的目标。从功能维度分析出现这种情况的一个原因是生活照护一定程度缩小了老年人使用子女经济支持的范围和力度，进而降低了其带来的满意度。良好的健康状态是老年人生活满意的基石，也是重要影响因素，经济状况影响老年人生活满意度的主要路径是健康，较高的经济能力则意味着具备较强的健康保障，在患病后可以及时前往医疗机构就诊，提升老年人生活满意度。有研究表明子女经济支持和生活照护均能提高老年人就诊的概率，并且就诊以后子女经济支持对就诊支出具有显著性的正向影响，然而子女生活照护越多，老年人就诊后的医疗支出反而越少[24]。这说明生活照护可以提高老年人医疗服务利用的可及性，但也有可能通过改善老年人尤其是低龄老年人的健康状态从而减少他们门诊和住院服务及其支出情况[25]。子女经济支持是农村老年人经济和医疗支出的主要来源，当医疗支出减少子女经济支持带来的健康保障效应比重降低。这也进一步论证了经济供养并不是满足老年人一切需求的“万金油”和唯一方式，如何平衡经济支持和生活照护从而更有利的缓解子代工作-家庭冲突和更好地提高老年人的生活满意度值得探究。

表4 子女经济支持和生活照护交互对农村老年人生活满意度的回归结果

3.子女支持对农村老年人生活满意度影响的异质性检验

子女经济支持和生活照护对老年人生活满意度的影响可能会因为老年人自身个体特征的不同而产生差异性，通过分组Probit回归分析老年人在不同性别和年龄情况下子女支持对生活满意度的影响，回归结果如表5所示。表6为分组后子女支持对农村老年人生活满意度影响的边际效应。由于在分析子女经济支持和生活照护对老年人生活满意度的模型中，控制变量一致，因此下表中生活照护对老年人生活满意度影响的分组回归结果仅汇报解释变量。

表5 子女支持对农村老年人生活满意度的分组回归结果

表6 子女支持对农村老年人生活满意度分组回归的边际影响

(1)子女支持对农村老年人生活满意度的分组回归分析。在考察子女经济支持对老年人生活满意度影响的性别异质性时，发现男性老年人生活满意度的变化情况会因为子女经济支持反应更加敏感。如表5模型1所示，子女经济支持对男性老年人生活满意度具有积极影响，并在1%的统计水平上显著。表6模型1显示有子女经济支持的男性老年人生活满意度处于更高状态的概率提高6.5%。子女经济支持对于改善农村女性老年人生活满意度没有显著作用。同理，在生活照护的性别差异方面，子女生活照护对女性老年人生活满意度产生了显著性的正向影响，有子女生活照护的农村老年女性生活满意度提高的概率增加了3.69%。虽然子女生活照护对男性老年人生活满意度存在正向影响，但在统计上不显著。

在不同年龄段，中低龄的老年人生活满意度对子女支持的反应更加敏感。分析中将老年人按年龄划分为中低龄和高龄，中低龄为60岁至80岁，高龄为80岁及以上。由表5模型2可知，子女经济支持和生活照护对生活满意度的影响在高龄老年人中并不显著，在中低龄老年人中表现为显著。这可能是因为中低龄老年人对生活预期较高，社会参与程度更深，子女支持更能通过各种途径影响他们的满意度。对他们而言，有子女经济支持的比没有子女经济支持的生活满意度较高的可能性提高3.94%，有子女生活照护的比没有子女生活照护的生活满意度较高的可能性提高2.77%。

(2)回归系数差异的检验。上述分析表明子女经济支持和生活照护行为对农村老年人生活满意度的影响在性别和年龄方面存在异质性特征。但这种异质性特征的结论仅是根据分组回归后解释变量系数的显著性程度及系数大小的比较得出，缺乏严谨性。一方面分组回归后子女支持在两组间的95%置信区间存在重叠区域；另一方面分析默认只考虑子女支持变量存在组间系数差异，而其他控制变量的系数则不因组别发生变化[26]。这种假设显然没有满足，表5显示年龄和性别等控制变量在组间都存在显著差异。本部分引入交互项来检验子女支持对农村老年人生活满意度的影响系数是否存在组间差异。如式(3)所示，分组后的回归模型中添加分组变量和子女支持变量及其他所有控制变量的交互项，为简化篇幅表7 仅汇报子女支持变量和分组变量交互项的回归结果和边际效应。结果显示性别和经济支持的交互项对老年人生活满意度的影响存在积极影响，并在5%的水平显著。相比于女性，子女经济支持对男性老年人生活满意度提高的概率为5.08%。出现这种情况的原因可以从家庭分工和家庭地位的角度来解释，一般男性是家庭生产的主力从而也是家庭最高权力拥有者。当男性当权者因年老丧失生产能力而逐渐丧失权力地位时也丧失了要求子女给予家庭支持的能力。子女提供经济支持让男性老年人获得更多经济资源，也方便其发展其他人际关系等资源，男性老年人获得更多话语权从而提升生活满意度。年龄和经济支持的交互项回归系数为-0.010 1，对应的P值在10%的水平上显著，说明子女经济支持对农村老年人生活满意度的影响在高龄和中低龄老年人中存在差异，且对中低龄老年人具有更好的提升效应。这也可能是因为中低龄老年人还未进入生命周期最后阶段，生活预期值更高，社会参与程度更深，经济因素对他们发展社会关系仍具有重要作用。而高龄老年人普遍因为生理机能的退化而更加关注健康状态，此时单纯的经济给予无法带来较高的满意度附加值。在生活照护方面，表7显示在性别和年龄分别与生活照护变量交互的模型中，二者的交互项均不显著，表明子女提供生活照护对农村老年人生活满意度在性别和年龄方面不存在统计上的显著性差异。

表7 子女支持对农村老年人生活满意度分组回归系数的差异检验

四、结论及建议

本文基于2016年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，实证分析了子女支持对农村老年人生活满意度的影响。研究发现，子女经济支持和生活照护均对农村老年人生活满意度存在显著性的正向影响。并且二者对老年人生活满意度的影响存在交互作用，分析表明虽然影响较小但子女生活照护会在一定程度上降低子女经济支持对农村老年人生活满意度的提升作用。同时，子女支持对农村老年人生活满意度的影响存在性别和年龄方面的异质性特征，相比于女性和高龄老年人，男性和中低龄老年人对子女提供的经济支持反应更加敏感。而子女生活照护对农村老年人生活满意度的影响则不存在显著性的性别和年龄异质性。

基于上述分析和结论提出以下建议：一是重视子女支持在农村老年人养老生活中的重要作用，加强家庭支持体系的立法和制度建设。虽然我国《宪法》和《老年人权益保障法》等都从法律角度对老年人赡养和健康保护等问题做出详细规定，但是对于提供这些赡养服务和保护举措的照料者却没有太多着墨，因此需要从法律角度肯定子女提供支持的义务和权利。同时需要辅以相应配套举措鼓励和支持子女发挥其家庭照料的积极作用，如实施经济补偿和假期补偿等政策，提供就业咨询与培训、特殊支持和喘息服务等活动。二是合理配置子女支持资源。前文分析表明，在拥有子女提供的经济支持时获得生活照护服务反而会在一定程度降低经济支持带来的积极作用。因此要准确定位农村老年人生活满意度反映的实质需求。当老年人具备较高的身心健康水平时，此时家庭分工应该是年轻一辈进入劳动力市场，子女为老年人提供的支持形式可以经济支持多于生活照护，而家庭也实现分工效用的最大化。对于高龄老年人或者失能老人而言，他们对子女提供的经济支持已经没有中低龄老年人那么敏感，生理衰弱带来更多的生活照护需求，在力所能及的情况下子女对老年人的支持应该以生活照护为主。三是良好的生活习惯和社会交往可以通过身心健康等路径提升农村老年人的生活满意度。因此可以通过开展健康讲堂、分享交流会和友谊比赛等活动鼓励老年人参与社会实践，一方面促进身体素质的锻炼，另一方面也是通过参与社会活动形成较好的心理状态和社会交往关系，进而提升老年人晚年生活满意度。